Der Einfluß des Wechselkurses auf die deutsche

Der Einfluß des Wechselkurses
auf die deutsche Handelsbilanz
Jörg Clostermann
Diskussionspapier 7/96
Volkswirtschaftliche Forschungsgruppe
der Deutschen Bundesbank
August 1996
Die in dieser Reihe veröffentlichten Diskussionspapiere
spiegeln die persönliche Auffassung des Autors und
nicht notwendigerweise die der Deutschen Bundesbank wider.
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The impact of the exchange rate on Germany's balance of trade
Summary
The subject of the study is the impact of the exchange rate on Gennany's balance of trade. The
analysis hence focuses on the significance of invoicing practices as weIl as the factors which
determine export and import prices and the volumes.
The results reveal a largely classical reaction on the part of Germany's balance of trade. In the
long tenn, importers and, to a very large extent, exporters, too, pursue a policy of exchange
rate pass-through. In this, importers pass on fluctuations in the exchange rate fuIly in their
selling prices, which results in exchange-rate-induced changes in import prices. On the export
side, this "rolling-over" strategy leads to Gennan products becoming dearer for foreign
customers in the event of an appreciation of the Deutsche Mark. The export price hence
remains largely unchanged when invoiced in domestic currency. In contrast to importers,
however, exporters are prepared, even in the longer tenn, to neutralise a small part of the
exchange rate fluctuations by varying their margins. Over the shorter tenn, this pricing to
market may be observed quite clearly both on the import and on the export side. The
conclusion implied by these results is that, in line with the classical view, prices are mainly
cost-determined in the long run and hence that the law of one price may claim to a certain
validity. By contrast, a more or less marked international differentiation in prices for the same
goods may be observed over the shorter tenn.
In the long run, trends in the volume of imports and exports are chiefly determined by the
growth of domestic and external markets; in the short tenn, the correlations that have been
found document the cyclical sensitivity of Gennany's foreign trade. Price competitiveness
plays only a secondary role in explaining trends in exports and imports over the shorter tenno
A sustained deterioration in the competitive situation in tenns of prices, on the other hand,
results in a loss of shares in the world market. Compared with exports, imports are less
sensitive to the exchange rate in the long ron. The reason for this could be Germany's
dependence on imports of raw materials.
In the fmal analysis, exchange-rate-related fluctuations in import values are chiefly due to
changes in the prices of imports, whereas exchange rate-related-fluctuations in export values
are mainly caused by changes in tbeir quantities. Since, in the short telUl, movements in
import prices exceed tbe change in tbe volume of exports and, on tbe otber hand, this ratio is
reversed in tbe long
lUD,
exchange-rate-induced movements in Germanys trade balance are
characterised by an initially anomalous reaction which subsequently gives way to anormal
balance of trade reaction. The balanee of trade curve tbus resembles a J-curve. Even tbe
conclusion suggested by tbe analyses of tbe invoicing practices in Ge1Ul8DYS foreign trade
was, in fact, tbat of an inverse primary reaction of tbe balance of trade to changes in tbe
exchange rate.
Moreover, tbe simulation studies show that temporary exchange rate movements are
associated witb significant upward and downward fluctuations in tbe trade balance.
Inhaltsverzeichnis
I.
I
Einführung
11. Die Bedeutung der Fakturierungsgewohnheiten
11.1
Theoretische Vorüberlegungen
11.2 Empirische Analyse
III. Das Preisverhalten
3
3
4
7
111.1 Theoretische Vorüberlegungen
7
111.2 Empirische Analyse
9
111.2.1 Schätzspezifikation
9
111.2.2 Schätzmethodik
II
111.2.3 Exportpreise
13
111.2.3.1 Regionalspezifische Exportpreise
III.2.4 Importpreise
IV. Die Mengenreaktion
17
20
23
IV.I Theoretische Vorüberlegungen
23
IV.2 Empirische Ergebnisse
25
IV.2.1 Importnachfrage
25
IV.2.2 Exportnachfrage
28
v.
Gesamteffekt von Weehselkursänderungen für die Handelsbilanz
32 V.I Theoretische Lösung 32 V.2 Simulationsstudien 33 V.2.1 Dauerhafte Aufwertung der D-Mark um 1%
33 V.2.2 Vorübergehende Aufwertung der D-Mark um 1% für
die Dauer eines Jahres
3S
VI. Zusammenfassung und Ausbliek 36 Literaturverzeiehnis 39 Tabellenverzeichnis Tabelle 1:
Währungsstruktur der deutschen Exporte
5
Tabelle 2:
Währungsstruktur der deutschen Importe
5
Tabelle 3:
Verhältnis zwischen Ausfuhreinnahmen und Einfuhrausgaben, aufgegliedel1 nach FaktUlierungswährungen
6
Schätzergebnisse für den ExpOlipreis (1/1975 - IV/1995) (Konkurrenzpreis =ausl. Gesamtabsatzdeflator 1 Außenwert)
14 Schätzergebnisse für den Exportpreis (1/1975 - IV/1995) (Konkurrenzpreis =ausl. Erzeugerpreise 1 Außenwert)
16 Tabelle 6:
ADF-Test für die Variablen der Exportpreisgleichungen
16 Tabelle 7:
ADF-Test für die Variablen der regionalspezifischen Exportpreisgleichungen
18 Tabelle 8:
Schätzergebnisse für die regionalspezifischen Exportpreise (Schätzzeitraum: 1/1975 - IV/1995)
19 ADF-Test für die Variablen der Importpreisgleichungen
21 Tabelle 4:
Tabelle 5:
Tabelle 9:
Tabelle 10: Schätzergebnisse für den Importpreis (1/1975 - IV11995)
22 Tabelle 11: Schätzergebnisse für die Importnachfrage (1/1975 - IV/1995) (Preisvariable =Importpreis 1 Gesamtabsatzdeflator)
26 Tabelle 12: Schätzergebnisse für die Importnachfrage (1/1975 - IV11995) (Preisvariable = Importpreis 1 Erzeugerpreis)
27 Tabelle 13: ADF-Test flir die Variablen der Importnachfrage
28 Tabelle 14: ADF-Test für die Vatiablen der Exportnachfrage
29 Tabelle 15: Schätzergebnisse für die Exportnachfrage (1/1975 - V1/1995) (Preisvariable =Exportpreis 1 ausl. Gesamtabd. 1 Außenwert)
29 Tabelle 16: Schätzergebnisse für die Exportnachfrage (1/1975 - VIII 995) (Preisvariable = Exportpreis 1 ausl. Erzeugerpreis 1Außenwert)
30 Verzeichnis der SehaubUder Schaubild 1: Gewogener realer Außenwert der D-Mark gegenüber 18 Industrieläodem und Außenhandelsbilanzsaldo zu Bruttoinlandsprodukt
1
Schaubild 2: Verlaufdes 'gleitenden' Dummys
14 Schaubild 3: Volatilität des Außenwerts der D-Mark
17 Schaubild 4: Simulationsergebnisse unter der Annahme einer dauerhaften Aufwertung der D-Mark um 1%
34 Schaubild 5: Simulationsergebnisse unter der Annahme einer vorübergehenden Aufwertung der D-Mark um I% für die Dauer eines Jahres
36 Der Einfluß des Wechselkurses auf die deutsche Handelsbilanz*)
I. Einführung
Einer rund 5%igen realen Aufwertung der D-Mark im Jahre 1995 stand eine Zunahme des
Außenhandelsbilanzüberschusses um 18 Mrd DM gegenüber. Diese scheinbar "anomale"
Reaktion der Handelsbilanz auf Wechselkursbewegungen ist für die deutsche Volkswirtschaft
keineswegs ungewöhnlich. Ähnliche Konstellationen (siehe Schaubild 1) fmden sich auch in
den Jahren 1979 - 1980, 1985 - 1987 und 1991 - 1994.
Schaubild 1: Gewogener realer Außenwert der D-Mark gegenüber 18 Industrieländern
und AußenhandelsbilanzsaIdo zu Bruttoinlandsprodukt
in%
Index
110
105
100
95
90
85
76
78
80
82
84
86
88
90
92
94
Ein mögliche Erklärung für diesen Sachverhalt bietet die Theorie der J-Kurve, derzufolge bei
Wechselkursänderungen einer langfristigen nonnalen Reaktion kurz- bis mittelfristig ein
entgegengerichtetes Verhalten der Handelsbilanz gegenübersteht. Auf diese Weise gleicht das
stilisierte Verlaufsprofil des Handelsbilanzsaldos bei einer Währungsabwertung einer
J-Kurve. l
0)
1
Ich danke T. Bayoumi. R. Fecht, W. Friedmann. A. Jung, J.-R. Kim, B. Landau, H. Neubaus, M. Schamagl,
F. Seitz, E. Stöß, K.-H. Tödter sowie den Teilnehmern eines Workshops bei der Deutschen Bundesbank für wertvolle Hinweise und Anregungen. Alle verbliebenen Fehler gehen natürlich zu meinen Lasten. Bei einer Aufwertung spricht man analog vom Spazierstockeffekt. Siehe Rose (1986) S. 87. - 1­
Die Theorie der J-Kurve beruht - historisch gesehen - auf der VorsteUung dreier Reaktions­
phasen, in denen die Handelsbilanz, ausgedruckt in heimischer Währung, von Wechselkurs­
variationen unterschiedlich beeinflußt wird. 2 In der eher kurzfristigen Kontraktphase liegen
zum Zeitpunkt der Wechselkursänderung bereits abgeschlossene Verträge über Export- und
Importgeschäft vor. Die den Verträgen zugrundeliegenden Mengen und Preise bleiben daher
vorerst unverändert. In Abhängigkeit von den Fakturierungsgewohnbeiten erfolgt aUerdings
eine entsprechende 'statistische Korrektur' der Außenhandetspreise, da ein bestimmter Preis in
ausländischer Währung nun einem anderen Preis in inländischer Währung entspricht. In der
darauf folgenden Pass-Througb-Phase tragen die Unternehmen dem nun veränderten Umfeld
bei neuen Vertragsabschlüssen Rechnung, indem sie die Wechselkursveränderung mehr oder
minder stark in den Preisen weiterreichen. Die letzte Phase umfaßt die aus den Export- und
Importpreisveränderungen resultierende Mengenreaktion seitens der Nachfrager.
Die Unterteilung des J-Kurveneffekts in drei Phasen unterstellt eine zeitliche Zwangsläufigkeit
der Handelsbilanzreaktion. die allerdings in dieser Art nicht gegeben ist. So können Anpas­
sungsverzögerungen beim Preisvemalten der Unternehmen und bei den Nachfragern zu Wech­
selwirkungen zwischen der zweiten und dritten Phase fUhren. Sind die Außenhandelsverträge
an unterschiedliche Zahlungsziele geknüpft. ist mit einer Durchmischung von Kontrakt- und
Pass-Througb-Phase zu rechnen. Aus diesen GlÜDden steht in der folgenden Analyse nicht die
Isolierung einzelner Phasen im Vordergrund, sondern die Identifizierung der jeweiligen phasen­
spezifischen Bestimmungsfaktoren. Auf dieser Grundlage wird anschließend die Bedeutung
von J-Kurveneffekten für die deutsche Außenhandelsbilanz beurteilt.
Die Arbeit gliedert sieb im weiteren Verlauf wie folgt: Nach entsprechenden theoretischen
Voruberlegungen wird versucht, die entsprechenden Bestimmungsgrößen der unterschiedlichen
Phasen empirisch zu analysieren. Dazu werden u.a. separat Preis- und Mengenfunktionen für
Exporte und Importe geschätzt und diese hinsichtlich Reaktionen auf Wecbselkursbewegungen
untersucht. Die Arbeit schließt mit Simulationsergebnissen zu den lrurz- und langfristigen
Wechselkurseffekten der deutschen Handelsbilanz.
Ziel dieser Arbeit ist es. zu analysieren, ob für die deutsche Handelsbilanz J-Kurvenbe­
wegungen identifizierbar sind. 3
2
3
Magee (1973).
Im weiteren Verlauf der Arbeit subsumieren wir unter dem Begriff J-Kurve das sowohl bei Wäbrungsabwer­
tungen als auch bei -aufwertungen mögliche Phänomen einer kurzfristigen anomalen und einer langfristi­
gen nonnalen Reaktion der Handelsbilanz.
-2­
11. Die Bedeutung der Fakturierungsgewohnheiten
11.1 Theoretische Vorüberlegungen
Wie elWähnt sind in der Kontraktphase für eine anomale Primärreaktion der Handelsbilanz
kurzfristig allein die Fakturierungsgewohnheiten entscheidend. Differenziert man zwischen
Fakturierung in Inlands- und Auslandswährung, so kann der Saldo der Handelsbilanz in heimi­
scher Währung ausgedliickt werden als: 4
HB
EX (IM)
W
PX (PX*)
PM (PM*)
aex (aim)
= Handelsbilanzsaldo (in heimischer Währung) = Export - (lmport)volumen = Nominaler Außenwert der heimischen Währung = Exportpreise in heimischer (ausländischer) Währung = Importpreise in heimischer (ausländischer) Währung = Anteil der Export- (Import)werte fakturiert in ausländischer Währung.
Unterstellt man die Konstanz der Außenhandelspreise und der Export- und Importmengen, so
erhalten wir als kurzfristige Wirkung einer Wechselkursänderung:
(2)
Als Bedingung für eine anomale Primärreaktion der Handelsbilanz (
(3) ~~ > 0) ergibt sich:
·a ex < I bzw. EX·PX·a ex < I . 5
-EX·PX·
__-.-.--'''IM·PM ·a·1m IM·PM·a Im
Aus Gleichung (3) läßt sich ablesen, daß bei einer Aufwertung umso eher eine Verbesserung
der Handelsbilanz auftritt, je größer der jeweils in Auslandswährung fakturierte Importanteil
und desto kleiner der entsprechende Exportanteil ist. Werden Export- und Importwerte
ausschließlich in Auslandswährung fakturiert (aex,=l, aim=l), kann eine anomale Reaktion nur
im Falle eines Handelsbilanzdefizits auftreten. Ein inverser Primäreffekt bleibt dagegen aus,
4
Vgl. zu den folgenden Ausführungen Smeets (1985) S. 175 f. und Wood (1991) S. 149 ff. Die Umformung ist äquivalent unter der Annahme PX*IW=PX bzw. PM*IW=PM, d.h. die dem Preisindex zugrundeliegenden Wägungsanteile des Warenkorbs sind für die in Auslandswährung und in Inlands­
währung fakturierten Waren identisch. -3­
wenn der Außenhandel vollständig in Inlandswährung abgewickelt wird (aa=O, aun=o).6
Gleiches gilt für den Fall, daß zwar die Exporte, nicht aber die Importe vollständig in
Auslandswährung fakturiert werden (aa:=I, aun=0).7 Der inverse Primäreffekt ist am größten,
wenn die Importe ausschließlich in Auslandswährung, die Exporte allein in der Währung des
Inlands abgewickelt werden (aa:=O, am.= 1).8
11.2
Empiriscbe Analyse
Angesichts der Bedeutung, die den Fakturierungsgewohnheiten in der Kontraktphase zu­
kommt, wird zunächst die Währungsstruktur im deutschen Außenhandel untersucht. Dabei
stützt sich das velWendete Datenmaterial bis 1989 auf eine besondere Auswertung der in den
Ausfuhrerklärungen angegebenen Fakturierungswährungen; ab 1990 basieren die Zahlen auf
einer Befragung deutscher Exportuntemehmen, die das ifo Institut im Auftrag der Deutschen
Bundesbank durchfiibrt. 9 Auf der Einfuhrseite werden die Fakturierungswährungen von der
Bundesbank anband der tatsächlichen Zahlungen ennittelt.
Die Untersuchung der Währungsstruktur zeigt, daß die deutschen Ausfuhren zum übelWie­
genden Teil in D-Mark fakturiert werden (siehe Tabelle I). Auch auf der Einfuhrseite domi­
niert die D-Mark, wenn auch in einem deutlich geringerem Ausmaß (siehe Tabelle 2). Im Zeit­
verlauf waren die Fakturierungsgewohnheiten der deutschen Exportwirtschaft weitestgehend
stabil. Auch die Gewichtsveränderungen innerhalb der Währungsstruktur hielten sich in engen
Grenzen. So sank der Anteil der D-Mark von 1975 bis 1995 auf der Ausfuhrseite von knapp
90% auf 75%. während das Gewicht der in D-Mark fakturierten Einfuhren von gut 42% auf
53% stieg. Die größten Einbußen erlitt hier der Dollar, dessen Bedeutung als Fakturierungs­
währung rur die deutschen Importe sich fast halbierte. 10 Umgekehrt stieg der in Dollar faktu­
rierte Ausfuhranteil um 5 Prozentpunkte. 11
6
7
8
9
10 I1
Diese Schlußfolgerung resultiert aus Gleichung (2). da in diesem Fall öHBI8W=O. Siehe Gleichung (2). Verschiedentlich geht man in der Literatur von dieser vereinfachten Konstellation aus. Vgl. Sommer (1980) S.534.
"Die Angaben ab 1990 sind deshalb nicht ganz mit den Zahlen bis 1989 vergleichbar. Parallelrechnungen
für das Jahr 1989 haben jedoch gezeigt, daß die Unterschiede relativ gering sind." Deutsche Bundesbank
(1991) S. 41, Fußnote 3.
"rn dieser Entwicklung spiegelt sich vor allem das im Laufe der Zeit abnehmende Gewicht der Energieein­
fuhren wider. die fast ausschließlich in US-I>ollar abgerechnet werden." Deutsche Bundesbank (1991) S. 42.
Diese Gewichtsverschiebung innerhalb der Wäbrungsstruktur ist zum größten Teil Reflex der veränderten
regionalen deutschen Außeohandelsstruktur. Deutsche Bundesbank (1991) S.40.
-4­
Tabelle 1: Währungsstruktur der deutschen Exporte
Anteile der Exportfakturierungswährungen in %
DM
U5-$
Pfund
FF
SFR
BFR
HFl
UT
YEN
89.2
86.9
86.0
83.6
82.6
82.5
82.2
83.2
82.6
79.4
79.5
81.5
81.5
79.2
79.2
77.0
77.5
77.3
1993 I 74.3
1994
76.7
4.4
5.0
6.2
7.4
7.3
7.2
7.8
6.7
7.0
9.7
9.5
7.7
7.4
8.0
7.5
6.5
8.0
7.2
10.3
9.7
0.9
1.2
1.1
1.3
1.5
1.4
1.3
1.3
1.5
1.7
1.8
1.7
1.8
2.0
2.5
2.7
2.3
3.2
2.6
2.4
1.7
2.1
2.1
2.3
2.6
2.8
2.8
2.8
2.8
2.8
2.7
2.7
2.5
3.2
3.4
3.9
3.3
3.4
3.3
2.9
0.5
0.6
0.5
0.5
0.5
0.5
0.5
0.5
0.5
0.5
0.5
0.5
0.6
0.6
0.6
0.6
0.7
0.7
0.8
0.8
0.9
0.9
0.9
0.9
0.9
1.1
0.7
0.7
1.0
0.9
0.9
0.9
0.9
1.1
1.1
1.2
-
1.1
1.2
1.1
1.1
0.9
0.9
1.0
0.9
-
-
-
0.7
1.1
1.0
1.0
1.3
1.3
1.3
1.2
1.4
1.5
1.5
1.6
1.7
1.8
1.8
2.2
2.0
2.2
2.0
1.7
Jahr
1975
1976
1977
1978
1979
1980
1981
1982
1983
1984
1985
1986
1987
1988
1989
1990
1991
1992
-
.
-.
1.1
.
-
·
-
·
0.3
0.4
0.4
0.5
0.4
0.4
0.4
0.4
0.6
0.8
0.7
Rest
1.1
1.5
1.5
2.0
2.3
2.2
2.1
2.3
2.1
2.1
1.9
2.3
2.4
2.8
2.8
7.3
6.5
6.2
6.9
6.1
Quelle: Deutsche Bundesbank. '.': Fakturierungsanteil dieser Währung wurde nicht gesondert erhoben.
Tabelle 2: Währungsstruktur der deutschen Importe
Anteile der Importfakturierungswährungen in %
Jahr
DM
U5-$
Pfund
FF
SFR
BFR
HFl
UT
YEN
Rest
1975
1976
1977
1978
1979
1980
1981
1982
1983
1984
1985
1986
1987
1988
1989
1990
1991
1992
1993
1994
42.5
42.0
44.2
46.1
43.7
43.0
43.0
44.6
46.1
47.0
47.8
51.7
52.4
52.6
52.6
54.3
55.4
55.9
54.1
53.2
30.9
31.3
30.6
28.5
30.5
32.3
32.3
31.3
28.8
29.2
28.1
23.1
22.0
21.3
22.3
20.9
20.4
18.4
19.0
18.5
3.6
3.2
3.0
3.3
3.2
3.4
3.7
2.5
2.7
2.4
3.0
2.2
2.6
2.4
2.6
2.5
2.3
2.2
2.2
2.0
4.2
3.9
3.7
3.7
3.4
3.3
3.0
3.4
3.5
3.6
3.8
4.1
3.9
3.6
4.1
3.6
3.0
3.1
3.0
2.8
1.7
1.7
1.7
2.1
1.7
1.6
1.6
1.6
1.5
1.5
1.5
1.7
1.8
1.7
1.7
1.8
1.6
1.6
1.5
1.3
1.8
1.7
1.7
1.7
1.7
1.6
1.2
1.0
1.1
1.0
0.9
0.8
0.9
0.8
0.7
0.8
0.7
0.7
0.6
0.7
2.6
2.5
2.3
2.4
2.1
2.0
1.9
1.7
1.6
1.5
1.4
1.5
1.4
1.5
1.4
1.4
1.3
1.3
1.2
0.9
2.7
3.1
2.1
2.4
2.9
2.4
2.0
2.0
1.8
-
10.0
10.6
10.7
9.8
10.8
10.4
11.3
11.9
12.9
12.1
10.2
10.8
10.9
12.0
10.8
11.0
11.5
13.6
15.1
17.7
·
-
1.7
-
1.5
1.5
1.6
1.6
1.8
1.9
1.8
1.7
1.5
1.3
1.8
2.6
2.5
2.5
2.0
1.8
2.0
1.7
2.0
1.7
Quelle: Deutsche Bundesbank. '.': Fakturierungsanteil dieser Währung wurde nicht gesondert erhoben.
-5­
Tabelle 3: Verhältnis zwischen Ausfuhreinnahmen und Einfuhrausgaben, aufgegliedert
nach Fakturierungswäbrungen
Verhältnis fremdwährungsfakturierter Ausfuhreinnahmen zu EInfuhrausgaben
Jahr
Gesamt
US-$
Pfund
FF
SfR
BFR
HR
llT
YEN
Rest
(1)
(2)
ß)
(4)
(5)
(6)
m
(8)
(9)
(10)
(11)
1915
1916
1911
1918
1919
1980
1981
1982
1983
1984
1985
1986
1981
1988
1989
1990
1991
1992
1993
1994
0.23
0.26
0.29
0.36
0.33
0.32
0.34
0.34
0.36
0.44
0.45
0.49
0.50
0.51
0.56
0.59
0.52
0.54
0.62
0.56
0.11
0.18
0.24
0.30
0.26
0.23
0.26
0.24
0.27
0.37
0.39
0.42
0.43
0.48
0.43
0.36
0.40
0.41
0.60
0.59
0.30
0.43
0.43
0.46
0.50
0.42
0.38
0.59
0.62
0.80
0.69
0.98
0.89
1.08
1.22
1.26
1.03
1.57
1.34
138
0.49
0.62
0.66
0.13
0.82
0.81
1.00
0.94
0.89
0.81
0.82
0.84
0.83
1.15
1.05
1.26
1.14
1.16
1.22
1.14
0.35
0.41
0.34
0.28
0.32
0.32
0.34
0.36
0.37
0.31
0.39
0.31
0.43
0.46
0.45
0.40
0.48
0.48
0.55
0.51
0.58
0.81
1.02
0.91
1.01
1.42
1.11
1.00
1.61
1.63
0.42
0.42
0.46
0.54
0.56
0.62
0.62
0.14
0.83
0.82
0.91
0.16
0.83
0.86
0.81
-
-
-
0.31
0.41
0.55
0.49
0.48
0.51
0.10
0.10
0.86
0.99
1.16
1.36
1.37
1A5
1.25
1.35
1.13
1.36
1.42
1.42
0.13
0.16
0.16
0.24
0.23
0.21
0.20
0.22
0.18
0.20
0.22
0.27
0.28
0.30
0.33
0.71
0.58
0.48
0.51
0.39
-
-
-
-
-
-
-
-
-
-
0.26
0.20
0.26
0.21
0.25
0.26
0.21
0.34
0.42
0.43
Quelle: Deutsche lbldesbank.
Um zu überprüfen, ob die theoretisch abgeleiteten Bedingungen rur das Auftreten eines
anomalen Primäreffekts bei Wechselkursänderungen in der kurzfristigen Kontraktphase als
erfiillt gelten können. wurden Quotienten aus fremdwährungsfakturierten Ausfuhreinnahmen
und Einfuhrausgaben (entsprechend Gleichung 3) berechnet. '2 Die Zunahme der jeweiligen
Quotienten im Zeitverlauf resultiert dabei fast ausschließlich aus der wachsenden Bedeutung
der ausländischen Währungen auf der Exportseite und deren abnehmendem Gewicht als Fak­
turierungswährung fiir die Importe.
Verändert sich der Wechselkurs der D-Mark einheitlich gegenüber allen anderen Währungen,
so ist während des ganzen Beobachtungszeitrawns die Bedingung rur eine anomale Primär­
reaktion der deutschen Handelsbilanz erfiillt (siehe Spalte 2 in Tabelle 3). Zwar nahm der
Quotient aus fremdwährungsfakturierten Exporteinnahmen zu Importausgaben von 0,23 auf
0,56 zu, dennoch bleibt er deutlich unter eins. Das Bild ändert sich teilweise. wenn man die
bilateralen Beziehungen betrachtet (Spalten 3-10). Das Verhältnis von Ausfuhreinnahmen zu
Einfuhrausgaben deutet daraufhin, daß seit Ende der achtziger Jahre eine inverse Primärreak­
12
Vgl. zu den folgenden Ausfiihrungen Schäfer (1985) S. 497 f.
-6­
tion der Handelsbilanz bei isolierten Aufwertungen gegenüber dem französischen Franc, der
italienischen Lira und dcm Pfund Sterling nicht mehr gegeben ist. Allerdings kommt nicht nur
in dieser Gruppe europäischer Währungen, sondern auch beim US-Dollar die Gewichtsver­
schiebung innerhalb der Währungsstruktur zum Tragen. Auch der Quotient des US-Dollars
(siehe Spalte 3) hat während des Beobachtungszeitraums kontinuierlich zugenommen. Trotz­
dem bleibt das Verhältnis von in Dollar fakturierten Exporteinnahmen zu Importausgaben
deutlich unter eins. Da die D-Mark vor allem gegenüber dem US-Dollar und weniger gegen­
über dcn europäischen Währungen ausgeprägte Schwankungen ihres Außenwerts aufweist,
können Wechselkursändcrungen der D-Mark trotz der jüngsten Entwicklung auch weiterhin im
ersten Moment einen inversen Primäreffekt der Handelsbilanz zur Folge haben. Gleichwohl
dürften im Gesamtergebnis die geänderten Währungspräferenzen der letzten zwanzig Jahre das
Ausmaß möglicher anomaler Handclsbilanzreaktionen in der Kontraktphase merklich gedämpft
haben.
111.
Das Preisverhalten
111.1 Theoretische Vorüberlegungen
Traditionell unterstellt man in den meisten Außenhandelsmodellen vollständiges Pass­
Through. B In der Terminologie von Vesala versteht man unter einem vollständigen Exchange­
Rate-Pass-Through, daß "import prices fully reflect movements in the exchange rate and
exporters hold their own-currency prices constant." 14 Die Importpreise werden in diesem Fall
allein von den Auslandspreisen (gemessen in inländischen Einheiten), die Exportpreise vom
Inlandspreisniveau bestimmt.
Die Ursache für die schwache Reaktion der amerikanischen Handelsbilanz in den achtziger
Jahren trotz der ausgeprägten Dollarschwankungen sah man u.a. in der Unempfindlichkeit der
Außenhandelspreise auf Wechselkursschwankungen. 15 Seit dieser Zeit entstand vor allem im
ametikanischen Raum eine Fülle theoretischer und empirischer Untersuchungen über das soge­
nannte Pricing-To-Market von Unternehmen. Im Gegensatz zum vollständigen Pass-Through
13
14
15
Siehe beispielsweise Gandolfo (1987), Appendix zu Kapital 15.1., S. 232. Im Vergleich dazu ist im partial­
analytischen Elastizitätenansatz der Zahlungsbilanztheorie das Ausmaß des Pass-Through abhängig von der
Höhe der Angebots- und Nachfrageelastizitäten auf dem Export- bzw. Importgütermarkt. Unter der An­
nahme einer unendlichen Angebotselastizität erhält man den Spezial fall eines vollständigen Pass-Through.
V gl. Menon (1995) S. 198 f., Jarchow/Rühmann (1991) S. 53 Fall a).
Vesala (1992) S. 9.
Vgl. Krugman (1986), Mann (1986), Helkie/Hooper (1987), Moffett (1989), Meade (1988 u. 1989), Bald­
win (1990), Koch/Rosensweig (1990).
- 7­
wird das Preisverhalten der Exporteure und Importeure hier weniger von der Kostenseite her
bestimmt, sondern - um Marktanteilsverlusten entgegenzuwirken - vom Konkurrenzpreis ande­
rer Anbieter im gleichen Markt. WechseUrursschwankungen werden von den Unternehmen
durch Variation der Gewinne neutralisiert, statt an den Nachfrager über Preisveränderungen
weitergegeben. Im Ergebnis führt Pricing-To-Market zu unterschiedlichen internationalen
Preisen für das gleiche Gut. 16
Die Ursachen für Pricing-To-Market sind vielfältiger Natur. Die zentrale Annahme. welche in
allen theoretischen Modellen vorab gesetzt wird, ist die Segmentation von Gütennärkten. 17
Informations- und Transportkosten. tariflre und nicht-tariflre Handelshemmnisse behindern
eine effektive Güterarbitrage, wodurch eine internationale Preisdifferenzierung überhaupt erst
möglich wird. Würde bei vollintegrierten Märkten ein Unternehmen für sein Produkt im Aus­
land einen niedrigeren Preis verlangen als im Inland, werden Reimporte, sogenannte "Grau"­
Importe, den inländischen Absatz und damit die Gewinne des Unternehmens vermindern. Die
Segmentation von Gütennärkten ist folglich die conditio sine qua non für eine internationale
Preisdifferenzierung.
Von theoretischer Seite wird als weiterer Bestimmungsfaktor für Pricing-To-Market die Sub­
stituierbarkeit der Güter herausgestellt. 18 Je homogener die konkurrierenden Produkte in einem
Marktsegment, desto geringer sind die Preisunterschiede. Im Extremfall vollkommener Unter­
schiedslosigkeit, wie z.B. bei bestimmten Rohstoffen, ist der Anbieter gezwungen. den Preis
seines Produktes ausschließlich nach dem Kookurrenzpreis auszurichten; bei den mehr hetero­
genen Industrieerzeugnissen erfolgt die Preissetzung hingegen eher kostenorientiert.
Eine gewisse Relativierung erfährt dieser letzte Punkt. wenn man zusätzlich die Marktstruktur
als Determinante internationaler Preisdifferenzierung in Betracht zieht. 19 So zeigt Dornbusch
(1987) im Rahmen eines Modells unvollkommener Konkurrenz, daß auch bei heterogenen
Gütern oligopolistisches Verhalten - die Unternehmen beachten bei der Preissetzung mögliche
Gegenreaktionen der Konkurrenten - Pricing-To-Market nach sich zieht. Potentielle Marktan­
teilsverluste bei nicht preiskonformem Verhalten zwingen ausländische Anbieter, den Preis in­
16
17
18
19
Damit steht Pricing-To-Market im Widerspruch zur Kaufkraftparitltentheorie. Siehe dazu Faruqee (1995)
und FrootlRogoff (1995).
Knetter(1993) S.476.
Siehe dazu die empirische Studie von Engel (1993).
Zum Fall homogener Güter siehe das Coornol-Modell bei Fuhrmann (1989) S. 589 f. Fisher (1989) kommt
in seinem theoretischen Modell zur der Schlußfolgerung, daß die Größenordnung des Exchange-Rate-Pass­
Through von der Konkurrenzsituation sowohl im Inland als auch im Ausland abhängig ist. Vgl. dazu auch
Feenstra, R.C., Gagoon J.E.• Knetter. M.M. (1996).
-8­
ländischer Konkurrenzprodukte bei der Ableitung ihres Gewinnmaximums mit zu berück­
sichtigen. 20
Neuere Ansätze betonen die Rolle von WechselkurselWartungen für die Pricing-To-Market­
Strategie von Unternehmen. 21 In'eversible Menükosten - hierunter fallen alle nicht rückhol­
baren Ausgaben für die Preisanpassung wie Z.B. Druckkosten für Kataloge, Aufwendungen zur
InfOlmation der Nachfrager - verzögern bei Wechselkursschwankungen die kontinuierliche
Preisanpassung. Die Verkaufspreise werden bei einer Wechselkursänderung erst dann ange­
paßt, wenn die elwalieten Verluste aus einer unterlassenen Preiskorrektur die Menükosten
übelireffen. Dabei stehen die Preisstarrheiten in einem direkten Zusammenhang zur Wechsel­
kursvolatilität. Bei starken und häufigen Wechselkursschwankungen steigt die Wahrscheinlich­
keit, eine wechselkursbcdingte Preisänderung später wieder zurücknehmen zu müssen. Erst bei
ciner als dauerhaft eingestuften Wechselkursändcmng wird man von Unternehmerseite Preis­
ändemngen vornehmen, zumal diese immer mit Kosten verbunden sind. 22 Solange aber die
Unternehmen eine Wechselkursändemng als temporär einschätzen, verfolgen sie eine soge­
nannte Wait-And-Sce-Strategie und lasscn die Preise unverändert. 23
III.2 Empirische Analyse
111.2.1 Schätzspezifikation
In Anlehnung an andere empitische Studien24 leiten wir die Export- und Irnportpreis­
gleichungen im Rahmen eines Mark-Up-Modells ab. Hierbei unterstellt man, daß die Unter­
nehmen eine Verschlechtemng der preislichen Wettbewerbsfähigkeit durch einen Abschlag auf
ihren Mark-Up neutralisieren. Diese Vorgehensweise ermöglicht es, das Ausmaß des Pricing­
To-Market der empirischen Analyse zugänglich zu machen und direkt mit Hilfe von Preis­
gleichungen zu schätzen.
20
21
22
23
24
Meckl (1996) weist darauf hin, daß Wechselkursfluktuationen oligopolistisches Preisverhalten erschweren. Vgl. Dohner (1984), Giovannini (1988), Delgado (1991), Kasa (1992). Delgado (1991). Vergleichbar hierzu die Schlußfolgerung von Kasa (1992): "Finally, the model demonstra­
tes that the ciritical factor affecting the degree of pricing-to-market is the relative importance of the trans i­
tory component of exchange rate fluctuations." Vgl. dazu auch Dohner (1984) S. 95 und Krugman (1989)
S.47.
Zu ähnlicher Feststellung kommt auch Dixit (1989) S. 227.
HelkielHooper (1987) S. 12, Athukorala (1991) S.80, AthukoralalMenon (1994) S.273, Menon (1996)
S.438.
-9­
Ausgangspunkt des Mark-Up-Modells sind exportierende Unternehmen. die ihren Exportpreis
(in inländischer Währung) als Gewinnaufscblag auf ihre StOckkosten setzen: 2S
PX =(I+1t)·C
(6)
PX
1t
C
= Exportpreis (in inländiscber Währung) =Mark-Up =inländiscbes Kostennive:au. Das Mark-Up wiederum ist eine Funktion des Verhältnisses von Konkurrenzpreis und dem
eigenen Preis der Unternehmen:
IJ
(I + 1t) = (
(7)
p*
W'PX
J • mit J3 ~ 0
= Konkurrenzpreis im Ausland (in ausländiscber Währung)
=Außenwert der inländiscben Währung.
(7) eingesetzt in (6) ergibt in logarithmierter Form:
(8)
26
px=y ·(p*-w)+(I-y)·c.
mit
y
=_J3_.
1+ J3
Für die Importpreise gilt analog:
(9)
pm = Ä. • p + (1- Ä.). (c * -w)
pm
p
c*
= Importpreis (in inländiscber Währung)
= Konlrurrenzpreis im Inland (in inländiscber Währung)
=Kostenniveau im Ausland (in ausländiscber Währung).
Der Koeffizient y bzw. Ä. mißt, inwieweit sich die Unternehmen bei ihrer Preisgestaltung am
Preis anderer Anbieter im Ausland orientieren. Ist y =1 (Ä. =I), dann betreiben die Exporteure
(Importeure) ein lOO%iges Pricing-To-Market?7 Orientieren sie sich bei der Preissetzung
allein nach ihrer Kostensituation (I - Y=1. 1 - Ä. =1), dann ist lOO%iges Exchange-Rate-Pass­
Through gegeben. Der Importpreis (PM) bzw. der Exportpreis. in ausländischer Währung
25
26
27
Theoretische Grundlage ist das 'Extended Dixit-Stigiitz-ModeW. Dornbuscb (1987) S. 99 ff. KJeine Buchstaben signalisieren loprithmierte Größen. Der Grenzwert von y und A. tUt P -+ 00 ist eins. - 10­
gerechnet (PX'W)28, bewegt sich im Gleichlauf zu den Wechselkursschwankungen. Zwischen
diesen zwei Extremen (0< y <1, 0< A< I) führen Wechselkursausschläge zur gleichzeitigen
Variation der Gewinnmargen und Reaktion der Verkaufspreise. Ein Wert für den Pricing-To­
Market-Koeffizient y =0.3 impliziert, daß auf eine lO%ige Aufwertung der Exporteur sein
Mark-Up um 3% reduziert und seine Verkaufspreise im Ausland um 7% erhöht.
Nach Gleichung (8) und (9) müssen sich die Koeffizienten des Konkurrenzpreisniveaus und der
Kostenvatiable zu eins ergänzen. Diese theoretische Restriktion geWährleistet, daß eine pro­
p011ionaJe Entwicklung des inländischen und ausländischen Preis- bzw. Kostenniveaus - d.h.
29
der reale Außenwert bleibt konstant - ohne reale Aus~irkungen auf den Außenhandel bleibt.
Da wir nicht die Preisfunktion eines einzelnen Unternehmens, sondern einer ganzen Volkswirt­
schaft schätzen und deshalb auf bochaggregiel1e Preis- bzw. Kostenindizes zurückgreifen müs­
sen, tritt hier das sogenannte Indexaggregationsproblem auf. Mögliche Strukturverschiebungen
aufgrund unterschiedlicher zugrundegclegter Warenkörbe werden in den meisten Fällen dem­
zufolge zu einer Ablehnung der theoretischen Restriktion der Koeffizienten in Gleichung (8)
und (9) führen.
30
Aus diesem Grund wird in den Preisgleichungen zusätzlich eine Trendvariable
eingesetzt. um dem abweichenden Gewichtungsschema der velwendeten Preisindizes Rech­
nung zu tragen.
111.2.2 Schätzmethodik
Wie in neuerer Zeit üblich, untersuchen wir die Export- und Importpreisgleichung mit der
Methode der Kointegrationsanalyse. Diese Technik ist besonders geeignet, die in den theoreti­
schen Überlegungen zugrundegelegten; langfristigen Gleichgewichtsbeziehungen zu überprü­
fen. Nachdem hier zuerst der elforderliehe Integrationsgrad der verwendeten Zeitreihen unter­
sucht wird, überprüft man in einem zweiten Schritt die Existenz einer Kointegrationsbeziehung
mit Hilfe eines sogenannten Fehlerkorrekturmodells, welches Variablen in Form erster Dif­
ferenzen
verwendet.
Zusätzlich
werden
beim zweistufigen
Engle-Granger-Verfahren
(Engle / Granger, 1987) die um ein Quartal verzögerten Residuen der separat in Niveauform
28
29
30
In Verbindung mit der Bestimmungsgleichung für den Exportpreis in heimischer Währung (Gleichung (8»
erhält man für den Exportpreis in ausländischer Währung: (px + w) = y . p '* +(I-y) . (c + w).
Die Abhängigkeit der realen Exporte von dem Verhältnis zwischen Exportpreis und Konkurrenzpreis sei
gegeben durch folgende (logarithmierte) Gleichung x=u·(p'*-w-px). In Verbindung mit Gleichung (8) und
der Annahme, daß das inländische Kostenniveau (c) sich proportional zum inländischen Preisniveau (p)
entwickelt. erhält man x=u'(y-l) (p+w-p*). Demnach sind die realen Exporte bzw. Importe und der reale
Handelsbilanzsaldo eine Funktion des realen Außenwerts.
Athukorala/Menon (1995) S. 536.
- 11 ­
geschätzten Langfristregression als sogenannter Fehlerkorrekturtenn aufgenommen, während
die einstufige Vorgehensweise nach Stock (1987) die Kointegrationsbeziehung im Fehler­
korrekturmodell simultan schätzt. Damit wird eine Brücke geschlagen zwischen der langfri­
stigen Gleichgewichtsbeziehung und der kurzfristigen Anpassungsdynamik. Ein auf Basis der t­
Werte signifikant negatives Vorzeichen des Fehlerkorrekturtenns3' (Q, in Gleichung (10» sig­
nalisiert die Existenz eines stabilen langfristigen Gleichgewichts, wie es durch die Langfrist­
beziehung beschrieben wird, und deutet gleichzeitig darauf hin, daß bestehende Ungleichge­
wichte im Zeitablauf abgebaut werden.
(10)
Fehlerkorrekturgleichung:
32
!l.Yt
Fehlerkorrckturterm
I
I
= Qo . Mt + QI ·(Yt-I -
ßI . x t_l )
Yt= Abhängige Variable Xt
=Unabhängige Variable. Negativ ist beim Engle-Granger-Verfahren zu bemerken, daß vor allem in kleinen Stichproben
die geschätzten Koeffizienten der Langfristregression
(ß,
in Gleichung (10» trotz der Super­
konsistenz in der Verteilung verzerrt sind und keiner asymptotischen Nonnalverteilung folgen
(sogenannter "smaU sample bias,,).33 Diesen Nachteil venneidet die Stock-Methode durch die
simultane Schätzung der langfristigen Gleichgewichtsbeziehung und der kurzfristigen Anpas­
sungsdynamik. Allerdings zeigt sich in ihrer praktischen Anwendung eine teilweise nicht uner­
hebliche Sensitivität gegenüber Multikollinearitätsproblemen. 34 Um den Stellenwert dieser
Probleme fur die Regressionsergebnisse abschätzen zu können, stellen wir die Ergebnisse bei­
der Verfahren dar. 3S Zusätzlich berechnen wir noch fiir die Langfristkoeffizienten
(ß.
in Glei­
chung (10» des Stock-Ansatzes die t-Statistiken mit Hilfe der Bewley-transformierten Glei­
chung36, da auf die herkömmlichen t-Werte des Engle-Granger-Verfahrens und der Stock­
Methode die üblichen Signifikanztests aufgrund der Nichtstationarität der Regressoren nicht
anwendbar sind. 37
31 32 33
34
35
36 37 Da der Koeffizient des Fehlerkorrekturterms nicht standardverteilt ist. sind die von MacKinnon (1991)
generierten kritischen Werte zu verwenden.
KremerslEricssonlDolado (1992).
Selbst bei einer Stichprobengröße von 50 Beobachtungspunkten sind noch erhebliche Verzerrungen zu
registrieren. Siehe Kim (1994).
Vgl. Gerdesmeier (1996) S. 25.
Auf einen Einsatz eines Vector-Error-Correction-Modells nach der lohanson-Prozedur wird verzichtet. da
die Ergebnisse dieser Methode eine sehr hohe Sensitivität bezüglich der zugrundegelegten Variablen und
der gewählten Lagstruktur aufweisen. HansenlKim (1996).
Scharnagl (1996) S. 21.
West (1988).
- 12­
111.2.3 Exportpreise
In Tabelle 4 sind die Schätzergebnisse der Exportpreisgleichung für den Zeitraum I. Quartal
1975 bis 4. Quartal 1995 nach dem Stock-/Bewley-Verfahren den Resultaten auf der Basis der
Engle/Granger-Methode gegenübergestellt. Die Langfristkoeffizienten des inländischen Ko­
stenniveaus und des ausländischen Konkurrenzpreisniveaus (in inländischer Währung gerech­
net) sind im Einklang mit den theoretischen Überlegungen in Kapitel IIL2.1 restringiert. Bis
zum 4. Quartal 1990 wird auf saisonbereinigte38 Quartalsdaten für Westdeutschland zurückge­
griffen, ab 1. Quartal 1991 auf die entsprechenden Zahlen für Gesamtdeutschland. Die ab­
hängige Variable ist der deutsche Ausfuhrpreis auf der Basis des Laspeyres-Index, als Maß für
39
das inländische Kostenniveau wird der deutsche Gesamtabsatzdeflator
und das ausländische
Konkurrenzpreisniveau der Quotient aus ausländischem Gesamtabsatzdeflator und gewogenem
nominalem Außenwert der D-Mark verwendet. 40 Die Schätzresultate beider Verfahren sind
nahezu identisch, was für die Robustheit der hier gefundenen Beziehungen spricht. Danach
betreiben die deutschen ExpOlieure langfristig weitgehend eine Politik des Exchange-Rate­
Pass-Through. Auf lange Sicht wird eine Aufwertung der D-Mark zu 89% in den Verkaufs­
preisen im Ausland weitergereicht und nur zu 11 % mittels einer Kompression der Gewinn­
margen absorbiert. Langfristig ist das Pricing-To-Market demgemäß bei den deutschen Expor­
teuren nur schwach ausgeprägt. 41
Der signifikante Dummy in den Schätzungen steht für den vereinigungsbedingten Bruch der
Exportpreise und des inländischen Gesamtabsatzdeflators. Der "Vereinigungsdummy" wird
hier nicht als ein reine (O,l)-Variable modelliert, sondern als 'gleitende' Variable, um den suk­
zessiven Preisanpassungen in Ostdeutschland gerecht zu werden. Der Wert des Dummys be­
trägt vom I. Quartal 1975 bis einschließlich 4. Quartal 1990 nulL Nach diesem Zeitpunkt wird
er bis zum 3. Quartal 1994 logarithmisch an den Wert Eins herangeführt (siehe Schaubild 2),
womit unterstellt wird, daß die Preisanpassung in Ostdeutschland bis Mitte 1994 weitgehend
vollzogen war.
38
39
40
41
Saisonbereinigung mit Hilfe der Prozedur "Ratio to Moving Average - Multiplicative" von Eviews (Version
2.0).
Schätzgleichungen mit den Lohnstückkosten der Gesamtwirtschaft oder den Lohnstückkosten des verarbei­
tenden Gewerbes als Kostengröße flir die Exportwirtschaft kommen aufgrund deren weitgehend parallelen
Verlaufs zum Gesamtabsatzdeflator zu nahezu identischen Ergebnissen.
Der ausländische Gesamtabsatzdeflator wird als geometrisches Mittel flir die Gruppe der 18 Industrieländer
ermittelt, wobei die Gewichte analog der Berechnung des gewogenen Außenwerts eingesetzt werden. Zu
näheren Angaben über die Berechnungsmethode siehe Deutsche Bundesbank (1989).
Auch Willmann (1994) kommt bei sektoral disaggregierten Exportpreisschätzungen für Deutschland zu
ähnlichen Ergebnissen.
- 13 ­
Schaubild 2: Verlauf des 'gleitenden' Dummys
1.0..-----------::::::00--_
0.8
0.6
0."
02
0.0
88
TabeUe 4:
89
IM
90
95
...,
uummy
191)0:1
u.!JUU
1990:4
1991:1
1991:2
1991:3
1991:"
1992:1
1992:2
1992:3
1992:"
1993:1
1993:2
1993:3
1993:4
1994:1
1994:2
1994:3
0.000
0.118
1m:"
tUJ8
0.11:11
0.592
0.686
0.163
0.82"
0.87"
0.913
0.943
0.966
0.982
0.993
0.!198
1.000
:
1.000
Sdlätzergebnisse für den EIportpreis (V197S - IV/l99S)
(Konkurrenzpreis = ausl. Gesamtabsatzdeflator I Außenwert)
Langfristregression* Konstante Gesamtabsatzdeflator Inland Gesamtabd. Ausl. I Au8enwert Trend Dummyl Kurzfristregression Konstante d(Exportpreis(-1)) d(Dummy1) d(Gesamtabsatzdef. Inland) d(Gesamtabd.Au~./Au8en~
Feh lerkorrekturterm
§tocklBewley
Koeffizient
t-Wert
4.64(182.29)
(23.27)
0.89
(3.02)
0.11
(9.41)
-0.00
(6.93)
-0.07
EnglelGranger
Koeffizient
t-Wert
4.640.89
­
0.11
­
-0.00
­
-0.07
Stock
Koeffizient
t-Wert
EngieIGranger
Koeffizient
t-Wert
0.00
(0.74)
0.32
(4.38)
-0.04
(3.06)
0.37
(4.26)
0.10
(4.33)
-0.23
(3.62)
-
-
0.31
-0.03
0.35
0.10
-0.22
(3.95)
(2.47)
(3.91)
(4.14)
(3.52)
­
-
Teststatistik..
Korr.R2
SEE
DW
AR(4)
ARCH(4)
JB
Cusum
Cusum-SQuare
0.70
0.00
1.96
0.42
5.38
16.17
stabil
stabil
.) Langtri stkoelfizienlen der beiden PrBiavariablen sind auf eins restringiert.
- 14­
0.71
0.00
1.98
0.31
4.62
19.39
stabil
stabil
Bei der Spezifizierung der Fehlerkorrekturgleichung werden die periodengleichen Werte der
exogenen Vatiablen und die erste Verzögerung der endogenen Variable berücksichtigt. Wie
aus Tabelle 4 zu sehen ist, kommt dem Pricing-To-Market erwartungsgemäß in der kurzen
Frist eine relativ größere Bedeutung ZU. 42 Während Kostenveränderungen sich hier nur zu 35%
in den Exportpreisen niederschlagen, erreicht das Pricing-To-Market schon innerhalb eines
Quartals mit 10% fast sein langfristiges Niveau. 43 Der Koeffizient des Fehlerkorrekturterrns ist
negativ und auf dem 1O%-Niveau signifikant, so daß langfristig die Koeffizienten der Kointe­
grationsbeziehung zum Tragen kommen.
Der Erklärungsbeitrag der "Kurzfristgleichung" ist mit einern korrigierten Bestirnrnheitsrnaß
von lUnd 70% relativ hoch. Die Gleichungen sind jeweils frei von Autokorrelation erster bis
vierter Ordnung (Durbin-Watson-Statistik und Breusch-Godfrey-Test (LM(4)). In den Schät­
zungen liegt der Standardfehler (SEE) unter 0,5%. Der Cusurn- und der Cusum-Square-Test
deuten auf die Strukturkonstanz der Regressionskoeffizienten hin (Irrturnswahrscheinlich­
keit < 10%). Jedoch zeigen die vetwendeten Teststatistiken heteroskedastische (ARCH­
Effekte) und nicht normalverteilte (Jarque-Bera-Test) Residuen an. Diese Verletzungen der
Modellannahrnen beruhen allerdings ausschließlich auf einer Unterschätzung der Exportpreis­
schwankungen während des zweiten Ölpreisschocks Anfang der achtziger Jahre. Ohne diese
extremen Ausreißer zeigen die Teststatistiken das Vorliegen annahrnenkonsistenter Residuen
an. In 'Normalzeiten' scheint dieser Schätzansatz damit gut geeignet, die Entwicklung der Ex­
portpreise nachzuzeichnen. 44
Kritisch läßt sich allerdings gegen die Wahl eines breit abgegrenzten Preisindex wie dem aus­
ländischen Gesamtabsatzdeflator einwenden, daß er gerade hinsichtlich seiner Eignung als
Konkurrenzpreis für deutsche EXP011produkte nicht zwischen handelbaren und nicht handel­
baren Gütern differenziert. Nimmt man die ausländischen Erzeugerpreise als Maß für das Kon­
kurrenzpreisniveau, ändern sich überraschenderweise die Regressionsergebnisse für den Ex­
portpreis kaum (siehe Tabelle 5). Anscheinend trägt die signifikante negative Trendvariable in
der Langfristregression der unterschiedlichen Gewichtung der handelbaren Güter im Waren­
korb des ausländischen Gesamtabsatzdeflators und des ausländischen Erzeugerpreises ange­
messen Rechnung. 45
42
43
44
45
Befragungen des HWWA-Instituts ergaben, daß die Bereitschaft deutscher Exportunternehmen, eine
wechselkursbedingte Kompression ihrer Gewinnmargen hinzunehmen, mit der Dauer der DM-Aufwertung
abnimmt. Scharrer/Langer (1988) S. 475.
In der Realität kann allerdings das "effektive" Pricing-To-Market-Verhalten möglicherweise noch ausge­
prägter sein, da die Preisstatistik - obwohl auf Effektivpreisen basierend nachverhandelte Preiszugeständ­
nisse und andere Nebenleistungen nicht vollständig berücksichtigt.
Zu einer Darstellung der hier angewandten Teststatistiken siehe Krämer (1995), Kapitel 3.3, S. 13 ff.
Zur Begründung der Trendvariablen siehe Kapitel III.2.I, S. 11.
- 15 ­
Schätzergeboisse für deo Exportpreis (111975 - IV11995)
(Konkurrenzpreis aust. Erzeugerpreise I Außenwert)
Tabelle 5:
=
langfriSlregression*
Konstante
Gesamtabsatzdeflator Inland
Erzeugerpr. Aus!.! Au ßenwert
Trend
Dumm\'J
Kurzfristregression
Konstante
d(Exportpreis(-1 ))
d{Dummy1)
d(Gesamtabsatzd.)
d(Erzeugerpr. Ausi.! Außenwert)
Fehlerkorrekturterm
EnJleJ~ranJJer
stocklBewley
t-Wert
(171.73)
4.65
(24.66)
0.90
(2.73)
0.10
(8.04)
-0.00
(5.95)
-0.07
IKoeffizient
Koeffizient
4.64
0.91
0.09
-0.00
-0.07
t-Wert
0.26
-0.02
0.29
0.11
-0.19
(3.41)
(1.83)
(3.22)
(5.15)
(3.09)
-
­
­
-
­
­
EnJJlef(iral!Q8r
Koeffizient
t-Wert
(1.73)
0.00
0.29
(4.03)
-0.03
(2.60)
0.32
(3.65)
0.11
(5.19)
-0.19
(3.15)
stock
Koeffizient
t-Wert
-
Teststatistiken
0.73
0.00
1.94
0.42
3.91
17.08
stabil
stabil
Korr.R2
SEE
DW
AR(4)
ARCH(4)
JB
Cusum
Cusum-SQuare
..
0.73
0.00
1.97
0.43
2.99
22.28
stabil
stabil
.) LangfnslkoerrlZlent8n da' beiden Prelsvanablen SlrG auf eInS restringiert .
Wie erwähnt, ist vor der Kointegrationsanalyse der Integrationsgrad der velWendeten Zeit­
reihen zu untersuchen. Wie aus Tabelle 6 ersichtlich, sind alle Variablen der Exportpreis­
schätzungen integriert vom Grade I (Irrtumswahrscheinlichkeit < 5%), das heißt, sie sind dif­
ferenzenstationär. Damit ist die Grundvoraussetzung zur Anwendung der hier angewendeten
Verfahren erfüllt.
Tabelle 6:
ADF-Test für die Variableo der Exportpreisgleichuogeo
Spezifikation 1)
VerzOaeru~en
t-Wert 2J
Exportpreis
Gesamtabsatzdeflator Inland
Gesamtabcl. Ausl.! Au ßenw.
Erzeugerpr. Ausl.! Außenw.
C
C
C
C
1,2
1,2,3
1
1
-2.48
-1.73
-2.12
-1.85
d(Exportpreis)
d(Gesamtabsatzdeflator Inland)
d(Gesamtabd. Aus!.! Au8enw.)
d(Erzeugerpr. Aus!.! Au ßenw.)
C
C
0
0
0
0
-4.10
-6.79
-5.87
-3.61
Variable (1/1975 -1V/1995)
1) ( =
C
C
Konstante.· 2) ZU den den Ioitlschen Werten Siehe MaC Klmon(~n·
- 16­
111.2.3.1 Regionalspezifische Exportpreise
Nach Delgado (1991) steht die Wechselkursvolatilität in einem direkten Zusammenhang zur
Pricing-To-Market-Strategie von Unternehmen. Bei starken und häufigen Wechselkurs­
schwankungen steigt die Wahrscheinlichkeit, eine wechselkursbedingte Preisänderung später
wieder zurücknehmen zu müssen. Daher werden in der Regel erst bei einer als dauerhaft ein­
gestuften Wechselkursänderung seitens der Unternehmen Preisänderungen vorgenommen, zu­
mal diese immer mit Kosten verbunden sind. Der Außenwert der D-Mark ist gegenüber Nicht­
EU-Ländern im Durchschnitt volatiler (Irrturnswahrscheinlichkeit < 1%) als gegenüber den
EU-Ländern (siehe Schaubild 3). Dies läßt vermuten, daß das zu beobachtende Pricing-To­
Market für ExpOlte außerhalb der EU ausgeprägter sein dürfte als innerhalb der Gemeinschaft.
Schaubild 3: Volatilität des Außen werts der D-Mark
Kalendennonatliche Standardabweichung der Tageswerte .....
~------------------------------------~4
..... für den gewogenen Außenwert der DM geg. Nicht-EU-Währungen
I 1
(Mittelwert = 0.80)
1
l
I S: l
i J.I'
4
3
,:!
"
,'.,
l
•:
l 'l,~'. ~ 1
~ I:""
r~i!r~'.;f'
11
I,'
I
I,' I'
3
11
"
I
2
I ""
I, "
:l~:::' I
JI"'I':ll,~
'I
,
alt
U"
t~,.t1d~~!'I)j Vi ~Wr~~ !" ; :~ U~4~ :}J\;~~\
' ~ I ~U i~~Ifuf1~!! V
-::
'1 11 '
11' "I
I
l I~~l":::
',H~!
"li "'.-
l
l
1/11
~ ~
I
I
~
I
I
j
I
"';1
.....Hic den gewogener Außen wert der DM gegenüber EU­
2
1
o
Mittelwert = 0.64)
76
78
80
82
84
86
88
90
92
94
Einen gegenteiligen Zusammenhang würde man aufgrund theoretischer Überlegungen erwar­
ten, die als entscheidende Determinanten fur das Pricing-To-Market auf das Wettbewerbsver­
halten von Unternehmen abstellen. Danach begünstigt ein oligopolistisches Preisverhalten, d.h.
bei der eigenen Preispolitik fließen Erwartungen hinsichtlich der Preisreaktionen des Konkur­
renten mit ein, Pricing-To-Market. 46 Eine oligopolistische Verhaltensweise ist wiederum das
46
Dornbusch (1987).
- 17 ­
Ergebnis eines Erfahrungsprozesses. Eine transparent gewordene Umwelt erleichtert die iden­
47
tifikation der Aktions-Rea.k:tionsverbundenheit zwischen verschiedenen Konkurrenten. Aller­
dings wird die Transparenz auf Auslandsmärkten nicht zuletzt durch Wechselkursbewegungen
eingeschränkt. Je größer die Wechselkursfluktuationen sind, desto schwieriger wird es fiir
Unternehmen, Aktionen der Wettbewerber als Reaktion auf das eigene Preisverbalten zu be­
werten. 48 Diese Argumentationskette liefert damit einen Erklärungsansatz, warum das Pricing­
To-Market für Exporte in die EU eher anzutreffen ist als fiir Exporte in Nicht-EU-Länder.
Tabelle 7: AD F-Test für die Variablen der regionalspezifisehen
Exportpreisgleichungen
Spezifikation 1) Verzögerungen
Variable W1975 - IVl1995)
t-Wert 2)
Exportpreis EU
Exportpreis Nicht-EU
Gesamtabsatzdeflator Inland
Gesamtabd. EU I Außenwert EU
Gesamtabd. Nicht-EU I Au8enw. Nicht-EU
C
C
C
C
C
1
1
1,2,3
1
1
-2.14
-2.05
-1.73
-1.83
-2.07
d( Exportpreis EU)
d( Exportpreis Nicht-EU)
d(Gesamtabsatzdeflator Inland)
d(Gesamtabd. EU I Außenwert EU)
d(Gesamtabd. Nicht-EU I AuBenw. Nicht-EU)
C
C
C
C
C
0
0
0
0
0
-3.90
-4.75
-6.79
-6.20
-5.66
1) C - Konstante.· 2)
Zu den den mischen Werten siehe MacKimon (1881).
Um diese beiden konkurrierenden Hypothesen zu testen, werden die Exportpreise (mit Hilfe
des Stock-/Bewley-Verfahrens49) separat für die deutsche Warenausfuhr in die EUsO und
außerhalb der EU geschätzt (siehe Tabelle 8). (Eine europäisch homogenere Währungsgruppe,
wie z.B. eine Beschränkung auf EWS-Wählllrl'gen, konnte nicht gebildet werden, da vom Sta­
tistischen Bundesamt keine Exportpreisreihe in dieser Abgrenzung angeboten wird.) Die ent­
sprechenden Resultate der Stationaritätstests finden sich in Tabelle 7. Bei der Spezifizierung
der Fehlerkorrekturgleichung werden auch hier die periodengleichen Werte der exogenen Va­
tiablen und die erste Verzögerung der endogenen Variable berücksichtigt.
47
48
49
50
Heuß (1966). Meckl () 996). Die Ergebnisse des zweistufigen EngielGranger-Verfabren wie auch die Scbätzresultate mit den ausländi­
schen Erzeugerpreisen als Maß fiir das Konkurrenzpreisniveau werden nicht gesondert dargestellt. da die
geschätzten Koeffizienten nahezu identisch mit den in Tabelle 8 präsentierten Parametern sind.
Die EU umfaßt hier folgende Ländergruppe: Belgien. Spanien. Frankreich. Großbritannien. Holland. ita­
lien, Dänemark, Griechenland, Portugal, Irland; die Nicht-EU repräsentiert alle übrigen Länder.
- 18­
Tabelle 8:
Schätzergebnisse für die regionalspezifischen Exportpreise
(Schätzzeitraum: 1/1975 - IV/1995)
Langfristregression*
(StocklBe1Nley)
Konstante
Gesamtabsatzdeflator Inland
Gesamtabd. Aus!. I Au ßenwert
Trend
Dummy1
Kurzfristregression
(Stock)
d(Exportpreis(-1 »
d(Dummyl)
d(Gesamtabsatzdef. Inland)
d(Gesamtabd. Ausl. I Außenwert)
Feh lerkorrektu rterm
Exportpreis EU
t-Wert
Koeffizient
(396.48)
4.68
(53.27)
0.91
(5.27)
0.09
(15.58)
-0.00
(12.62)
-0.08
Exportpreis Nicht-EU
t-Wert
Koeffizient
(128.63)
4.63
(16.19)
0.89
(2.00)
0.11
-0.00
(6.80)
(4.89)
-0.06
Exportpreis EU
Koeffizient
t-Wert
(5.62)
0.41
(1.95)
-0.03
(4.90)
0.45
(2.85)
0.04
(5.16)
-0.31
Exportpreis Nicht-EU
Koeffizient
t-Wert
0.27
(3.08)
-0.03
(1.86)
(2.84)
0.31
0.09
(2.65)
-0.24
(3.86)
Teststatistiken
Korr. R2
SEE
DW
AR(4)
ARCH(4)
JB
Cusum
:Cusum-Sguare
0.70
0.00
2.16
0.52
0.94
3.07
stabil
stabil
0.59
0.00
1.95
0.50
1.80
0.54
stabil
stabil
.) Langfnstkoefhzienten der beiden Preisvariablen sind auf eins restringiert.
Die Schätzresultate der beiden langfristigen regionalspezifischen Exportpreisgleichungen zei­
gen sowohl untereinander als auch gegenüber den Ergebnissen für den Gesamt-Exportpreis
keine nennenswerte Unterschiede (siehe Tabelle 8). Unabhängig von der regionalen Abgren­
zung wird eine Kostenerhöhung zu rund 90% in den ExpOitpreisen weitergereicht und nur zu
10% mittels Kürzung der Gewinnmargen absorbiert.
Regionalspezifisches Verhalten ist allein kurzfristig zu beobachten. Die Nicht-EU-Exporteure
erscheinen hier deutlich wechselkurssensibler als ihre EU-Pendants. Sie gleichen eine 10%ige
Aufwertung durch eine 1%ige Reduktion der Gewinnmargen aus, während die EU-Exporteure
diese Aufwertung nur zu 0,5% durch eine Verringerung der Handelsspanne neutralisieren.
Auch eine Veränderung der Kostensituation wird von diesen beiden Gruppierungen preispo­
litisch unterschiedlich umgesetzt. Eine 10%ige Kostenerhöhung führt bei den Preisen für EU­
Exportgüter schon im ersten Quartal zu einem Preisanstieg von 4,5%, während sich die Preise
für Abnehmer außerhalb der EU nur um rund 3% erhöhen. Darüber hinaus passen sich die EU­
Exporteure schneller dem langfristigen, vornehmlich kostendeterminierten "Gleichgewichts"­
Preis an. Ungleichgewichte zwischen augenblicklichem Verkaufspreis und 'dauerhaftem' Preis
- 19 ­
werden hier pro Quartal um rund 30% abgebaut; bei den Nicht-EU-Exporteuren beträgt die
Anpassung nur ungefahr 25%.
In Relation zueinander erscheint das kurzfristige Preisverhalten der beiden Gruppierungen auf­
fallend unterschiedlich. Man würde die Schätzergebnisse allerdings überinterpretieren. sähe
man hierin die oben diskutierte Hypothese eines positiven Zusammenhangs zwischen Pricing­
To-Market und Wechselkursvolatilität bestätigt. Statistisch betrachtet ist der Unterschied im
Preisverhalten.als nicht signifikant einzustufen und kann als Grundlage für darauf aufbauende
Hypothesentests nicht dienen. Anscheinend umfaßt die EU-Abgrenzung noch zu heterogene
Währungsverläufe. Aufgrund dieser geringen regionalspezifischen Unterschiedlichkeit wird bei
der Simulation der Handelsbilanzreaktionen auf Wechselkursänderungen die Exportpreisfunk­
tion nicht regional unterteilt spezifiziert, sondern es wird auf die Gesamtexportpreisfunktionen
(siehe Tabelle 4/5) zuruckgegriffen.
111.2.4 Importpreise
Zur Schätzung der deutschen Einfuhrpreise wurde zunächst in Anlehnung an die Spezifizierung
der Exportpreise, auf den theoretischen Ansatz in Kapitel 111.2.1 Gleichung 9 zuruckgegriffen.
wonach der hnportpreis eine Funktion des ausländischen Kostenniveausniveaus (in heimischer
Währung gerechnet) und des inländischen Konkurrenzpreisniveaus ist. Allerdings ließen die
Schätzresultate auf der Basis dieses Ansatzes keine stabile Kointegrationsbeziehung erkennen.
Weiterhin war -unabhängig von den zugrundegelegren Preisreihen - der Koeffizient des inlän­
dischen Konkurrenzpreises in allen Fällen nicht signifikant von null bzw. der Parameter des
ausländischen Kostenniveaus nicht signifikant von eins verschieden. Anscheinend betreiben die
hnporteure kein Pricing-To-Market, sondern ihre Preispolitik ist vollständig kostenorientiert.
Möglicherweise kommt in diesen Ergebnissen die hohe Wettbewerbsintensität für deutsche
Exporteure auf dem Welttnarkt zum Ausdruck. weshalb sie zu Preiszugeständnissen eher bereit
sind als vergleichsweise die hnporteure im deutschen Markt. Aus diesem Grund wird folgender
Schätzansatz für die deutschen Einfuhrpreise gewählt (in logarithmierter Form):SI
pm=a·(c·-w)+~·(roh
(11)
pm
c·
W
Ws
roh
51
ws)
= Importpreise
= ausländisches Kostenniveau
= Gewogener nominaler Außenwert der D-Mark
= Nominaler Außenwen der D-Mark gegenüber dem U8-Dollar
=Energierobstoffpreis in Dollar gerechnet.
Kleine Bucn."Itaben signalisieren logarithmierte Größen.
- 20­
Im Schätzansatz wird der Langfristkoeffizient des ausländischen Kostenniveaus (a) auf eins
restringiert. Hiermit unterstellen wir eine langfristige Proportionalität zwischen Kostenniveau
im Ausland und Einfuhrpreis. Gleichzeitig wird in die Kointegrationsbeziehung eine nicht-sta­
tionäre "Rohstoffvariable" aufgenommen, die für die Abhängigkeit der deutschen Einfuhrpreise
von der Preisentwicklung auf den Energierohstoffmärkten steht. 52
TabeUe 9:
ADF-Test für die Variablen der Importpreisgleichungen
Variable (1/1975 - IV/1995)
Importpreis
Energierohstoffpreis (in DM)
Gesamtabd. Ausl. / Au ßenw.
d(lmportpreis)
d(Energierohstoffpreis (in DM))
d(Gesamtabd. Ausl./ Außenw.)
Spezifikation 1) Verzögeru ngen
C
N
C
N
N
C
t-Wert 2)
1
1
1
-2.46
-1.47
-2.12
0
0
0
-4.60
-7.01
-5.87
1) N ~ Keine Konstante, C = Konstante.' 2) Zu den den kritischen Werten siehe MacKinnon (1991). I
Wie aus Tabelle 9 ersichtlich sind alle Variablen differenzenstationär (Irrtumswahrschein­
lichkeit < 5%). Bei der Spezifizierung der Fehlerkorrekturgleichung werden zunächst wie
schon bei der Schätzung der Exportpreise die periodengleichen Werte der exogenen Variablen
und die erste Verzögerung der endogenen Variable berücksichtigt. Danach werden weitere
signifikante endogene und exogene Variablen bis zur maximal vierten Verzögerung in die
Schätzgleichung mitaufgenommen, bis die Autokorrelation in den Residuen beseitigt ist.
Die der Schätzung zugrundegelegten saisonbereinigten53 Zeitreihen sind für die abhängige
Variable der deutsche Einfuhrpreis auf der Basis des Laspeyres-Index, für das ausländische
Kostenniveau der Quotient aus ausländischem Gesamtabsatzdeflator und gewogenem nomi­
nalem Außenwert der D-Mark und für die "Rohstoffvariable" der Quotient aus dem
HWWA-Index für Energierohstoffe auf US-Dollarbasis und dem nominalen Außenwert der
D-Mark gegenüber dem US-Dollar. In der Kurzfristregression wurde der inländische
Gesamtabsatzdeflator als Maß für das Konkurrenzpreisniveau aufgenommen, um kurzfristiges
Pricing-To-Market-Verhalten aufdecken zu können.
52
53
Schätzungen mit breiter definierten Robstoffpreisindizes führten zu älmlichen Ergebnissen. Siebe dazu
auch Deutscbe Bundesbank (1988) S. 35.
Saisonbereinigung mit Hilfe der Prozedur "Ratio to Moving Average - Multiplicative" von Eviews (Version
2.0).
- 21 ­
Die Schätzresultate sind in Tabelle 10 dargestellt. Das das Stock-lBewley- und Engle/Granger­
Verfahren liefern wiederum nahezu deckungsgleiche Ergebnisse. Der Anteil der erklärten
Streuung an der Gesamtstreuung beträgt in heiden Fällen über 80%. Die Teststatistiken bestä­
tigen das Vorbandensein von unkorrelierten, homoskedastischen und nonnalverteilten Resi­
duen und die Strukturkonstanz des Schätzansatzes.
Tabelle 10: . Scbäaergebnisse für den Importpreis (II1~ns - IV/I99S)
L..gfristragression
Konstante
Gesamtabd. Aus!. I Außenwert
Energierohstoffpreis
Trend
Dummv1
Kurzfristregression
Konstante
d(Importpreis(-1»
d(Importpreis(-3))
d(Dummy1)
d(Energierohstoffpreis)
d(Gesamtabd. Aus!. I Au8enw.)
d(Gesamtabd. Ausl.(-1) I Au8enw.(-1»
d(Gesamtabd. Ausl.(-4) I Au ßenw.(-4»
d(Gesamtabs.lnland)
d(Gesamtabs.lnland(-1»
ECT(-1)
StockIBewtey
EngieiGranger
Koeffizient
t-Wert
Koeffizient
t-Wert
(140.21)
4.23
4.20
1.00
(1'8&r'lngiert)
1.00
(1'8&r'lngiert)
(5.22)
0.09
0.10
(9.67)
-0.00
-0.00
(1.69)
0.05
0.02
Stock
Koeffizient
t-Wert
-
-
0.46
0.12
-0.06
0.09
0.47
-0.17
-0.25
0.60
-0.61
-0.18
(5.44)
(2.00)
(1.54)
(6.66)
(6.24)
(2.06)
(3.88)
(2.12)
(2.19)
(3.40)
Engie/Granger
Koeffizient
t-Wert
0.00
(0.54)
0.46
(5.46)
0.12
(2.10)
-0.07
(2.17)
0.09
(7.24)
0.46
(6.32)
-0.19
(2.38)
-0.26
(4.28)
0.71
(2.72)
-0.52
(1.99)
-0.19
(3.41)
Teststatistiken
Korr.R2
SEE
DW
AR(4)
ARCH(4)
JB
Cusum
Cusum-SQuare
0.83
0.01
1.78
0.46
2.62
0.35
stabil
stabil
0.84
0.01
1.76
0.43
1.71
0.03
stabil
stabil
Langfristig wie auch kurzfristig sind die Energiepreis- und Kostenentwicklung im Ausland die
dominanten Erklärungsgrößen der deutschen Einfuhrpreise. Der signifIkant positive Koeffizient
des inländischen Gesamtabsatzdeflators in der Kurzfristregression deutet darauf hin, daß die
Importeure Wechselkursschwankungen im ersten Moment größtenteils durch Variationen der
Gewinnmargen neutralisieren. Obwohl absolut betrachtet dieser Koeffizient erheblich größer
- 22­
ist als sein Pendant in der Expoltpreisgleichung, sind sie statistisch nicht signifikant ver­
schieden (Irrtumswahrscheinlichkeit < 5%). Anscheinend ist in kurzer Frist die Bedeutung des
Pricing-To-Market auf der Export- und Importseite ähnlich.
Der Langfristkoeffizient des ausländischen Preisniveaus wurde, wie oben erwähnt, bei der
Schätzung der Einfuhrpreise a-priori auf eins gesetzt. Dies impliziert langfristig ein 100%iges
Exchange-Rate-Pass-Through, d.h. Kostenerhöhungen werden von den Importeuren auf lange
Sicht vollständig in den Preisen weitergereicht. Diese vorab gesetzte Annahme wird durch
nicht restringierte Schätzungen gerechtfertigt. Statistische Testverfahren zeigen hier, daß der
"frei" geschätzte Koeffizient nicht signifikant von eins verschieden ist.
Nimmt man die inländischen Erzeugerpreise statt des Gesamtabsatzdeflators als Maß fiir das
Konkurrenzpreisniveau, ändern sich in der Kurzfristgleichung die Schätzresultate nur unwe­
sentlich. Auch eine regionalspezifische Unterteilung, analog zur Schätzung der Exportpreise,
bringt keinen Informationsgewinn. Auf eine gesonderte Darstellung der Ergebnisse wird des­
halb verzichtet.
IV.
Die Mengenreaktion
IV.1 Theoretische Vorüberlegungen
Theoretisch kann man die Determinanten der Warenimporte bzw. -exporte bei heterogenen
Austauschgütern 54 aus produktionstheoretischen Modellen ableiten. 55 Grundannahme für die
Ableitung einer Importnachfragefunktion nach Produktionsfaktoren sei hier eine CES-Pro­
duktionsfunktion,s6 die einen funktionalen Zusammenhang zwischen den im Inland einge­
setzten, inländischen und importierten Faktormengen (H, M) und der erzielten Produktions­
menge Y hersteUe 7
54 ,5
56
57 Zur Diskussion von Importnachfragefunktionen bei homogenen Austauschgütern siehe GoldsteinlKhan
(1985) S. 1050 ff.
Siehe dazu Sandermann (1975) S. 41 ff. Zur nutzentheoretischen Fundierung der Importnachfrage siehe
beispielsweise Armington (1969) und Gregory (1971). Unter bestimmten Annahmen kommt man hier zu
ähnlichen Schlußfolgerungen wie bei der produktionstheoretischen Begründung der Importnachfrage. Siehe
dazu Sandermann (1975) S. 45 ff.
Diese produktionstheoretische Fundierung mit Hilfe einer CES-Produktionsfunktion stellt hier nicht, wie
z.B. die Produktionspotentialschätzung der Deutschen Bundesbank (1995), auf Potentialgrößen ab. In die­
sem Fall wäre eine sinnvolle Interpretation der abgeleiteten Importnachfrage nicht möglich, da die
"potentiellen" Importe statistisch nicht faßbar sind.
Dieser theoretische Ansatz begründet nicht nur eine Nachfrage nach importierten Vorprodukten, sondern
auch eine Nachfrage nach importierten Endprodukten, wenn man letztere als Vorprodukte des Handels
auffaßt.
- 23­
(12)
Die Koeffizienten al und a2 stellen die Verteilungsparameter der beiden Produktionsfaktoren
dar. Die Skalenelastizität ist 'P, die Substitutionselastizität entspricht (-11(1 +all. Betrachtet
man die Volkswirtschaft als "repräsentative Firma", dann entspricht bei gewinnmaximierendem
Verhalten der von der letzten Einheit eines Faktors (0H, oM) geschaffene Wert der zusätz­
lichen Produktion (p·oY) gerade dem Preis dieses Faktors (PH, PM):
oY oY
P·-=PH.
oH
Gleichung (13) in Verbindung mit Gleichung (12) ergibt logarithmiert folgende Importnach­
fragefunktion: S8
P·-=PM bzw.
oM
'
(13) (14) mit
&0
I
1+0'
I
2-1+0"
=---log(a 2 -'P),
& --­
Die (realen) Importe sind demnach eine Funktion der inländischen (realen) Aktivität und der
Relation zwischen Importpreis und Inlandspreisniveau. s9 Resultiert die Importnachfrage des
Auslands aus den gleichen produktionstheoretischen Überlegungen, erhält man als
(logarithmierte) heimische Expormacbfrage analog:
(15) x ='10 +1'11 - y* -1'12 '(px - (p *-w»
x
y*
px
p*
w
=Exporte (real) =Ausländische Aktivitätsvariable (real) = Exportpreis =Auslandspreisniveau =Außenwert der inländischen Währung. Die im vorhergehenden Kapitel geschätzten Preisgleichungen implizieren eine unendliche
Preiselastizität des Export-lImportangebots, da die Export-lImportpreise allein durch die
Ko§~en und die Konkurrenzpreise bestimmt werden und infolgedessen unabhängig von der
angebotenen Menge sind. Durch diese Annahme ist es möglich, Export- und Importmengen als
ausschließlich nachfragedcterminiert zu betrachten und sie nur mittels einer Nachfragefunktion
.~fi Kleine
59 Buchstaben signalisieren loprithmierte Größen.
Diese Art von aggregierter Importfunktion gebt davon aus, daß die Importanteile der Sektoren im Zeitab­
lauf konstant sind. Zur Modellierung der Importnachfrage mit variablen Importanteilen der Sektoren siehe
Schleiper (1984)_
- 24­
zu spezifizieren und zu schätzen. 60 Die Export-/lmportnachfrage in Verbindung mit der jewei­
ligen Preisbestimmungsgleichung unterstellt somit folgendes (rekursives) Marktmodell: Der
Anbieter setzt vorab seine kosten- und konkurrenzpreisdeterminierten Verkaufspreise und pro­
duzielt die dazu erwarteten Absatzmengen. Ist die tatsächlich nachgefragte Menge höher
(niedriger) als erwartet, reagiert er kurzfristig mit Lagerabbau (Lagerautbau) oder Erhöhung
(Kürzung) der Lieferfristen; langfristig paßt er jedoch immer seine Kapazitäten der Nachfrage
an. 61
IV.2 Empirische Ergebnisse
Wie schon bei der Schätzung der Preisgleichungen untersuchen wir die Import-/
Exportnachfrage mit Hilfe eines Fehlerkorrekturmodells nach der Engle/Granger- und der
Stock-lBewley-Methode. Bis zum 4. Quartal 1990 greifen wir auf saisonbereinigte62 Quartals­
daten für Westdeutschland zurück, ab dem I. Quartal 1991 auf die entsprechenden Reihen für
Gesamtdeutschland.
Bei der Spezifiziemng der Fehlerkorrekturgleichung werden zunächst die periodengleichen
Werte der exogenen Variablen und die erste Verzögemng der endogenen Variable berücksich­
tigt. Danach werden solange weitere signifikante endogene und exogene Variablen bis zur
maximal vierten Lagordnung in die Schätzgleichung mitaufgenommen und insignifikante
Variablen gleichzeitig wieder entfernt, bis die Autokorrelation in den Residuen beseitigt ist.
IV.2.1Importnachfrage
Für die Schätzung der Importnachfrage wird als zu erklärende Variable die deutsche Warenein­
fuhr in der Abgrenzung des Spezialhandels (cif) herangezogen, die auf der Basis der deutschen
Einfuhrpreise (auf der Basis des Laspeyres-Index) preisbereinigt ist. Das reale Bruttoinlands­
produkt repräsentiert die inländische Aktivitätsvariable6~, die preisliche Wettbewerbsfahigkeit
der importierten Produkte wird durch die Relation Einfuhrpreis zu inländischem Gesamtab­
satzdeflator wiedergegeben. Da der Gesamtabsatzdeflator auch die Preise nicht handelbarer
Güter enthält, die vielleicht in einer weniger ausgeprägten Konkurrenzbeziehung zu impor­
60 61 62 63 Orcutt (1950) S. 120 und GoldsteinlKhan (1985) S. 1071 f.
Hanunersland (1996) S. 4.
Saisonbereinigung mit Hilfe der Prozedur "Ratio to Moving Average - Multiplicative" von Eviews (Version
2.0).
Zur Diskussion der adäquaten Aktivitätsvariable siehe Fischer (1995) S. 433.
- 25­
tierten Waren stehen, wird die Importnachfrage alternativ mit dem Quotienten aus Importpreis
und inländischem Erzeugerpreis als Maß fiir die preisliche Wettbewerbsfähigkeit geschätzt.
Weiterhin wird in die Schätzgleichung eine Sprungdummy fiir den vereinigungsbedingten
Bruch der realen Importe und des realen Bruttoinlandsprodukts aufgenommen, dessen Wert
vom 1. Quartal 1975 bis einschließlich dem 4. Quartal 1990 null, anschließend eins beträgt.
Einen zusätzlichen Sprungdummy setzt man auch fiir den statistischen Bruch in der Erfassung
des deutschen Warenverkehrs durch VoUendung des Europäischen Binnenmarkts Anfang 1993
ein, wodurch sich die zeitliche Zuordnung der Lieferungen und Bezüge geändert hat. 64 Der
Wert dieses "Binnenmarlct"-Dummys ist bis einschließlich dem 4. Quartal 1992 null, danach
eins.
Tabelle 11: Schätzergeboisse fiir die lmportDaebfcage (111975 - IV/I995)
(Preisvariable = Importpreis I Gesamtabsatzdeflator)
L5Igfristregression
Konstante
Dummy1 (Vereinigung)
Dummy2 (Binnenmarkt)
ImportpreislGesamtabsatzdefiator
Bruttoinlandsprodukt (real)
Kurzfristregression
d(lmporte real(-2))
d(lmporte real(-4))
d(Dummy1)
d(Dummy2)
d(Bruttoinlandsprodukt (real»
Fehlerkorrekturterm
StocklBewlev
Koeffizient t-Wert
2.68
(6.58)
-0.11
(7.01)
-0.07
(5.48)
-0.18
(4.52)
(43.11)
1.90
EnaleiGranger
Koeffizient t-Wert
2.53
­
-0.11 ­
-0.09 ­
-0.17 ­
1.92
Stock
Koeffizient t-Wert
0.21
(2.84)
0.13
(1.89)
-0.05
(1.81)
(4.23)
-0.09
1.51
(7.49)
-0.76
(6.49)
EnaleIGranaer
Koeffizient t-Wert
0.19
(2.85)
0.12
(1.80)
-0.05
(2.01)
-0.10
(5.01)
1.51
(8.76)
-0.77
(6.89)
­
TeststBlistiken
Korr.R2
SEE
DW
AR(4)
ARCH(4)
JB
Cusum
Cusum-SQuare
64
0.63
0.02
2.17
1.09
0.60
0.56
stabil
stabil
Deutsche Bundesbank (1993) S. 65.
- 26­
0.65
0.02
2.09
0.44
0.82
0.53
stabil
stabil
In den Tabellen II und 12 sind die Schätzergebnisse für die deutsche Importnachfrage darge­
stellt. Unabhängig von dem gewählten Verfahren und dem verwendeten preislichen Wettbe­
werbsindikator sind die Resultate weitestgehend äquivalent. Die langfristige Preiselastizität ist
mit rund -0,2 signifikant, aber erstaunlich niedlig. In der kurzen Frist ist dagegen keine signifi­
kante Preisreaktion der Importnachfrage feststellbar. Die "treibende" Kraft der Importnach­
frage ist die inländische Aktivität. Ein 1%iges Wachstum des realen Bruttoinlandsprodukts
führt langfiistig zu einer Erhöhung der Importe real wn fast 2%. In diesem Wert spiegelt sich
die zunehmende Einbindung Deutschlands in die internationale Arbeitsteilung wider. Der auch
kurzfristig hohe Erklärungsgehalt des Bruttoinlandsprodukts steht zudem für die Abhängigkeit
der deutschen Importentwicklung von der inländischen konjunkturellen Lage.
Tabelle 12: Schätzergebnisse für die Importnachfrage (1/1975 - IV/1995)
(Preisvariable =Importpreis I Erzeugerpreis)
Langfristregression
Konstante
Dummy1 (Vereinigung)
•Dummy2 (Binnenmarkt)
ilmportpreise/ErZeUgerpreise
Bruttoinlandsprodukt (real)
StocklBewlev
t-Wert
Koeffizient
1.62
(6.13)
-0.12
(6.85)
(4.86)
-0.06
(4.32)
-0.22
(43.64)
1.92
Engl e/Granger
Koeffizient
t-Wert
1.52
-0.11
-0.08
-0.20
1.94
Stock
Koeffizient
0.20
0.13
-0.05
-0.09
Engle/Granger
Koeffizient
t-Wert
0.19
(2.78)
0.12
(1.84)
(1.99)
-0.05
-0.10
(4.88)
1.50
(8.67)
-0.75
(6.78)
-
-
I
Ku rzfristregression
d(lmporte real(-2))
d(lmporte real( -4))
d(Dummy1)
d(Dummy2)
d(Bruttoinlandsprodukt (real))
Feh lerkorrekturterm
1.49
-0.75
t-Wert
(2.74)
(1.91 )
(1.77)
(4.12)
(7.36)
(6.40)
!
Teststatistiken
Korr.R2
SEE
DW
AR(4)
ARCH(4)
JB
Cusum
Cusum-Square
0.63
0.02
2.18
1.31
0.64
0.55
stabil
stabil
0.64
0.02
2.10
0.54
0.78
0.56
stabil
stabil
Der Anteil der erklärten Streuung an der Gesamtstreuung beträgt in allen Fällen über 60%.
Gemäß dem Cuswn- und Cusum-Square-Test sind die Regressionskoeffizienten im Zeitablauf
stabil. Darüber hinaus attestieren die Teststatistiken die Existenz von unkorrelierten, varianz­
- 27 ­
gleichen und nonnalverteilten Residuen. Gleichzeitig sind alle
Variable~
wie aus Tabelle 13
ersichtlich, differenzenstationär.
TabeHe 13:
ADF-Test für die Variablen der Importnachfrage
t-Wert2
Variable 1/1975 - 1V/1995
2
Importe real
BrutlDinlandsprodukt
Importpreis I inl. Gesamtabsatzdefl.
Importpreis I inl. Erzeugerpreise
C
C
C
C
2
2
d(lmporte real)
d(BrutlDinlandsprodukt)
d(lmportpreis I in!. Gesamtabsatzdefl.)
d(lmportpreisl inl. Erzeugerpreise)
C
C
1
1
N
N
2
2
1
-0.66
-0.18
-0.64
-0.89
-5.57
-6.60
-3.15
-3.66
IV.2.2 Exportnacbfrage
Als abhängige Variable dient für die Schätzung der Exportnachfrage die deutsche Warenaus­
fuhr in der Abgrenzung des Spezialhandels (fob), die mit dem deutschen Ausfuhrpreis (auf der
Basis des Laspeyres-Index) detlationiert wird. Als ausländische Aktivitätsvariable böte es sich
an, in Übereinstimmung mit der Importnachfrage einen gewogenen Index des ausländischen
Bruttoinlandsprodukts zu verwenden. Um die mit dieser Vorgehensweise verbundene Aggre­
gationsproblematik zu wngehen, greifen wir statt dessen auf das Welthandelsvolwnen zurück,
welches im Beobachtungszeitrawn ungerahr doppelt so schnell wuchs wie das deutsche (reale)
Bruttoinlandsprodukt. Den preislichen Wettbewerbsindikator bilden wir analog zur Import­
nachfrage. In der Schätzgleichung kommt demgemäß der (logarithmierte) Quotienten aus Aus­
fuhrpreis (auf der Basis des Laspeyres-Index) und ausländischem Gesamtabsatzdetlator bzw.
alternativ das Verhältnis Ausfuhrpreis zu ausländischem Erzeugerpreis zur Anwendung. Alle
Variablen erfüllen die Voraussetzung der Nichtstationarität (siehe Tabelle 14).
- 28­
Tabelle 14:
ADF-Test für die Variablen der Exportnachfrage
Variable (1/1975 -1V/1995)
Spezifikation 1) Verzögeru ngen
t-Wert 2)
Exporte real
WelthandelsvolulTien
Exportpr./ aus!. Gesamtabd. / Au ßenw.
Exportpr. / aus!. Erz.-Pr./ Au ßenw.
C
C
C
C
1
1
1
1
-1.76
0.52
-2.00
-1.72
d(Exporte real)
d(Welthandelsvolumen)
d(Exportpr. / aus!. Gesamtabd. / Au ßenw.)
[d{EXportpr. / aus!. Erz.-Pr. / Außenw.)
C
C
N
N
1
1
0
0
-6.47
-5.31
-6.49
-6.60
11) N = Keine Konstante. C = Konstante.- 2) Zu den den kritischen Werten siehe MacKinnon (1991).
Tabelle 15:
Schätzergebnisse für die Exportnachfrage (1/1975 - VI/1995)
(Preisvariable = Expoltpreis / ausL Gesamtabd. / Außenwert)
Langfristregression
Konstante
Dummy1 (Vereinigung)
Dummy2 (Binnenmarkt)
Exportpr. I aus!. Gesamtabd.1 Au ßenw.
Welthandelsvolumen
Kurzfristregression
d( Exporte real (-1»
d(Exporte real(-2»
d(Dummy2)
d(Welthandelsvolumen)
Feh lerkorrektu rterm
Stock/Bewl ey
t-Wert
Koeffizient
(31.42)
13.73
(4.52)
-0.08
(4.04)
-0.08
(10.48)
-0.87
(25.23)
0.80
Engf e/Granger
t-Wert
Koeffizient
13.22
-0.07
-0.10
-0.79
0.83
-
Stock
Koeffizient
t-Wert
(2.48)
-0.20
Engle/Granger
Koeffizient
t-Wert
(2.23)
(4.26)
(6.38)
-0.06
0.68
-0.59
-
0.14
-0.07
0.69
-0.64
(1.89)
(2.86)
(5.61 )
(7.18)
Teststatistiken
Korr. R2
SEE
DW
AR(4)
ARCH(4)
0.55
0.02
1.99
0.80
0.63
1.42
stabil
stabil
JB
Cusum
Cusum-SQuare
i
0.54
0.02
2.19
1.60
0.80
2.11
stabil
stabil
Bei der Schätzung der Exportnachfrage bescheinigen die verschiedenen Teststatistiken die sta­
tistisch notwendigen Eigenschaften der Residuen (siehe Tabelle 15 und 16). Der Fehlerkorrek­
turterm besitzt in allen Fällen das für ein langfristig stabiles Gleichgewicht erforderliche signifi­
kant negative Vorzeichen (Irrtumswahrscheinlichkeit < 1%). Gleichzeitig ist die Anpassungs­
- 29­
geschwindigkeit an den langfristigen Gleichgewichtszustand mit einem Wert von über 0,5 sehr
hoch. Die langfristige Preiselastizität der Exportnachfrage liegt in Abhängigkeit von der
Schätzmcthode und der gewählten Preisvariablen zwischen -0,7 und _0.9. 6S Kurzfristig ist da­
gegen keine signifikante Reaktion der Exporte auf Preisänderungen feststellbar. Langfristig
sind demnach die Exporte im Vergleich zu den Importen auffallend preisempfindlicher
(lrrtumswahrscheinlichkeit < 1%). Eine Erklärung für diese Beobachtung könnte in der Roh­
stoffabhängigkeit Deutschlands liegen. Die geringeren Substitutionsmöglichkeiten bei Roh­
stoffen kommen dann in einem preisunelastischeren Importnachfrageverhalten zum Ausdruck.
Allerdings bestätigt eine separate Irnportnachfrageschätzung für die Warengruppen Rohstoffe
und Enderzeugnisse diese Vermutung nicht Obwohl die Preiselastizität der Nachfrage nach
importierten Enderzeugnissen absolut größer als nach importierten Rohstoffen ist. unter­
scheiden sich die Parameter der Preisvariablen in beiden Warengruppen nicht signifikant
voneinander.
Tabelle 16: Schätzergebnisse fiir die Exportnacbfrage (V1975 - VV1995)
(Preisvariable =Exportpreis I aust. Erzeugerpreis I Außenwert)
La1gfristrearession
StockJBewley
t-Wert
(32.01)
(3.45)
(3.86)
(9.25)
(33.83)
EnalelGranaer
Koeffizient
t-Wert
12.18
-0.06
-0.10
-0.71
0.99
Stock
Koeffizient
t-Wert
(2.91)
-0.23
-0.04
(1.75)
0.87
(5.43)
-0.52
(6.23)
Erigl elGranger
Koeffizient
t-Wert
-0.19
(2.63)
-0.06
(2.53)
0.87
(7.25)
-0.54
(6.35)
Koeffizient
12.81
i Konstante
-0.07
Dummy1 (Vereinigung)
Dummy2 (Binnenmarkt)
-0.08
-0.84
.Exportpr./ aus!. Erz.-Pr./ Außenw.
0.97
.Welthandelsvolumen
I
Kurzfrtstrearession
d(Exporte real(-1))
d(Dummy2)
d(Welthandelsvolumen)
Fehlerkorrekturterm
-
Teststatistiken
Korr.R2
SEE
0.54
0.54
0.02
0.02
DW
1.97
0.62
0.84
1.88
0.78
1.69
2.68
stabil
stabil
AR(4)
ARCH(4)
JB
Cusum
Cusum-Square
65
1.77
stabil
stabil
DöpkefFischer (1994) konnten keinen langfristigen Einfluß der Preisvariablen feststellen.
- 30­
Sensitivitätsanalysen dagegen zeigen, daß die der Analyse zugrundeliegenden Daten
- statistisch gesehen - auch mit höheren Preiselastizitäten der Importnachfrage vereinbar sind.
Restringiert man die Preiselastizität der Importnachfrage auf verschiedene Werte, erhält man
hier auch noch bei Koeffizientenwerten der Preisvariablen bis -0,5 eine valide Kointegrations­
beziehung. Zugleich bleiben die Parameter der anderen Variablen durch die eingeführte Re­
striktion fast unverändert. Da von theoretischer Seite eine a-priori Festlegung der Preiselastizi­
tät auf einen bestimmten Wert nicht begründet werden kann, stellen wir für die späteren Simu­
lationen auf den frei geschätzten Koeffizienten ab.
Wie schon bei der Impol1nachfrage ist die Aktivitätsvariable der Exportnachfrage sowohl lang­
fristig als auch kurzfristig die dominante Erklärungsgröße. 66 Je nachdem, welcher Indikator für
die preisliche Wettbewerbsfahigkeit in die Schätzung Eingang findet, befindet sich der lang­
fristige Koeffizient des Welthandelsvolumens bei 0,8 oder 1,0. Diese signifikant verschiedenen
Werte legen allerdings eine unterschiedliche Schlußfolgerung nahe. Bei Verwendung des Ge­
samtabsatzdeflators als Zeitreihe für das ausländische Preisniveau implizieren die Ergebnisse
ein im Vergleich zum Welthandel langfristig unterpropOItionales Wachstum der deutschen Ex­
porte. Da die Entwicklungs-, Schwellen- und in neuerer Zeit auch die Transformationsländer
regelmäßig einen überproportionalen Beitrag zum Welthandelswachstum leisten, ist für ein
Industrieland wie Deutschland diese Schlußfolgerung nicht unplausibel. Es ist deshalb zu ver­
muten, daß die Verwendung einer Preisvariablen auf der Basis der Erzeugerpreise den lang­
fristigen Anteil Deutschlands an den Weltexporten wohl tendenziell überzeichnet. 67 Allerdings
bedarf es eingehenderer Untersuchungen über die Bestimmungsfaktoren deutscher Weltmarkt­
anteile, um zu beurteilen, welcher Koeffizientenwert des Welthandelsvolumens den "wahren"
Trend des Weltmarktanteils deutscher Exporte am genauesten nachzeichnet.
68
Es ist jedoch
offensichtlich, daß bei der Beurteilung des langflistigen Zusammenhangs zwischen Export- und
Welthandelswachstum der Wahl der Preisvariablen eine entscheidende Bedeutung zukommt.
66 67 68 Lapp/Scheide/Solveen (1995) kommen diesbezüglich zu der gleichen Schlußfolgerung.
Auch Constant-Market-Share-Analysen zeigen, daß preisliche Wettbewerbs indikatoren auf der Basis breiter
Preisindizes - wie z.B. auf der Basis von Gesamtabsatzdeflatoren - die Wettbewerbssituation Deutschlands
wirklichkeitsnäher beschreiben, Feldman (1995).
Zum Einfluß der deutschen Vereinigung auf die Weltmarktanteilsentwicklung siehe Deutsche Bundesbank
(1996) S. 58 f.
- 31 ­
v. Gesamteffekt von Wecbselkursänderungen für die Handelsbilanz
In den vorangegangen Kapiteln wurden verschiedene Kanäle aufgezeigt. über die Wechsel­
kursänderungen den Handelsbilanzsaldo beeinflussen kÖDnen. Zu nennen ist dabei die Auswir­
kung von Wechselkursschwankungen auf die Importpreise bedingt durch das Exchange-Rate­
Pass-Through und auf die Exportpreise infolge des Pricing-To-Market. Darüber hinaus wirken
Wechselkursbewegungen über eine Veränderung der relativen Preise auf die Nachfrage nach
Import- und Exportgütern. Ziel dieses Kapitels ist es, sowohl die Einzeleffekte als auch den
Gesamteffekt von Wechselkursänderungen im Zeitverlauf abzuschätzen.
V.I Theoretische Lösung
Die Marshall-Lemer-Bedingung besagt, daß der Außenbeitrag bei einer Aufwertung dann sinkt
(normale Reaktion der Handelsbilanz), wenn die Swnme der (absoluten) Preiselastizitäten von
Einfuhr und Ausfuhr größer als Eins ist. Die Lehrbuchfonnulierung dieser Bedingung setzt u.a.
ein vollständiges Exchange-Rate-Pass-Through voraus, d.h. das Importpreisniveau entspricht
dem in inländischen Einheiten gerechneten Auslandspreisniveau und das Exportpreisniveau
dem inländischen Preisniveau.69 Diese Annahme ist allerdings bei Auftreten eines Pricing-To­
Market-Verhaltens verletzt. Berücksichtigen wir diesen Aspekt. erhält man eine allgemeiner
formulierte Bedingung für eine notmale Reaktion der Handelsbilanz, indem die vorher ge­
schätzten Verhaltensgleichungen allein auf die Preis- und Wechselkurseffekte reduziert
werden,
(p*)o.: ,PM::::: (p*)PI
. pP2, X::::: (PX'W)-'1 , M = (PM)-E
,
W
p*
P
(16) PX ::::: P0. '. W
und sie mit der Annahme einer im Ausgangszustand ausgeglichenen Handelsbilanz verknüpft:
(17) Bei einer Koeffizientenkonstellation analog den Schätzergebnissen in Tabelle 4, 8, 11, 15
(Stock-lBewley-Verfahren) für die Koeffizienten der Kurzfiistregression «2=0,10, Jll=0,47,
'1=0 und &=0. ist die Ungleichung (17) nicht erfiillt, d.h. der Handelsbilanzsaldo reagiert kurz­
69 70 Im Vergleich zu der allgemeiner formulierten Robinsoo-Bedingung unterstellt die Marshall-Lemer-Bedin­
gung neben unendlichen Expon-Ilmportangebotselastizitäten eine im Ausgangszustand ausgeglichene Han­
delsbilanz. Siehe dazu Willms (1995) S. 43.
Für a2=O und ßI=1 erhält man unmittelbar die Marshall-Lemer-Bedingung: 11+& > l.
- 32­
fristig anomal. Für die Langfristkoeffizienten (Xz=0,11, ßI=l,OO, T]=0,87 und s=0,18 ist dage­
gen die Bedingung einer langfristig normalen Reaktion der Handelsbilanz gegeben. Damit
scheint für Deutschland der Handelsbilanzsaldo bei Wechselkursänderungen die für die
J-Kurve typischen Bewegungen nachzuzeichnen. Zur genaueren Entwicklung des Handels­
bilanzsaldos im Zeitverlauf sollen die nun folgenden Simulationsstudien näher Auskunft geben.
V.2 Simulationsstudien
Die folgenden Simulationsstudien basieren auf den Stock-/Bewley-Schätzgleichungen, wobei
das inländische und ausländische Preisniveau jeweils durch den Gesamtabsatzdeflator reprä­
sentiert wird. Die partialanalytischen Preis- und Mengenreaktionsgleichungen bilden das Ge­
samtsystem. Mögliche Wechselwirkungen zwischen Preisgefalle und nominalem Außenwert
bleiben unberücksichtigt, d.h. der Wechselkurs wird als eine exogen vorgegebene Größe be­
trachtet. Folglich ist in diesem Gesamtsystem ohne eine Bestimmungsgleichung für den Wech­
selkurs eine nominale Aufwertung immer auch eine reale Aufwertung der D-Mark. Folgende
zwei Szenarien werden unterstellt:
• Eine dauerhafte Aufwertung der D-Mark um 1% und
• eine vorübergehende Aufwertung der D-Mark um 1% für die Dauer eines Jahres.
V.2.I Dauerhafte Aufwertung der D-Mark um 1 %
Die Simulationsergebnisse einer dauerhaften Aufwertung der D-Mark sind in Schaubild 4 wie­
dergegeben. 71 Langfristig dominieren demnach auf der Exportseite - bedingt durch die hohe
Preiselastizität der Exportnachfrage - die Mengenreaktionen, während durch das geringe Aus­
maß des Pricing-To-Market nur wenig ausgeprägte Exportpreisbewegungen sichtbar sind. Im
Gegensatz dazu wird bei einer Aufweitung der D-Mark der Importwert größtenteils von der
Veränderung der Importpreise bestimmt, da die Importeure Wechselkursschwankungen lang­
fristig vollständig in ihren Verkaufspreisen weiterreichen. Die geringe Reaktion der Import­
mengen resultiert hier aus der niedrigen Preiselastizität der Importnachfrage. Weiterhin geht
aus dem Schaubild hervor, daß der kurzfristige Anpassungsprozeß bei den Importen schneller
verläuft. Auch hierin kommt das unterschiedliche Reaktionsmuster auf der Export- und Im­
71
Um einen geglätteten Anpassungsverlauf zu erreichen. enthalten die den Simulationen zugrundeliegenden
Bestimmungsgleichungen nur die unverwgert exogenen Variablen und den Fehlerkorrekturterm. Die Re­
aktion im ersten Quartal und das Langfristergebnis bleiben von dieser Modifikation unberührt.
- 33 ­
portseite zum Ausdruck. Die Exportmengen zeigen sich anfänglich vollkommen wechselkurs­
unempfindlich (Preiselastizit1t=O), während bei den Importen die Aufwertung schon in kurzer
Frist - bedingt durch das Exchange-Rate-Pass-Through - zu erheblichen Preissenkungen führt.
Schaubild 4: Simulationsergebnisse unter der Annahme einer dauerhaften Aufwertung
der D-Mark um 10; '
VeriDderull8 in 0/0
0.2
-0.4
HaudelsbiJaazsUIo = &podI1 Impon:
O.0f--+------------;
-0.6
-0.2
2
0.0
-------I
"---­
.{l.8
4
6
8
10 12
QuanaIe
14
16
18
20
Expone (nominal)
-1.0...............-.-.-.........-.-...........,.....,-.-.,..........,.....,,...,...........-1
2
4
6
8
10 12 14 16 18 20
QuanaIe
VedlIdenmg in 0/0
..
\~
lmp:K1e (DOminal)
VcdDdenmg in 0/0
0.2,-=======:====:===9
,.".-Impone
______
_n:aI
_ _ _---I
---.­
O'O+-'~
&porIpR:ise
-0.2
.{l.2 \
.{l.4
-0.4
-0.6
-0.8
-0.6
-1.0
Exponen:al
-0.8
2
4
6
8
10 12
QuanaIe
14
16
18
20
\.
.....
"
"
~-----­
-1.2 +-r.....-.,.........,.....,.....,....,......,-.-..,......,.....-...........,.....,.................. 2
4
6
8
10 12 14 16 18 20
Quartale
Das Verhaltensmuster auf der Export- und Importseite entspricht weitestgehend der theore­
tischen Beschreibung der J-Kurve. Im Gesamtergebnis läßt sich deshalb ein (umgekehrter)
I-ähnlicher Verlauf für den deutschen Handelsbilanzsaldo identifizieren. Allerdings ist der lang­
fristige Wechsel.kurseinfluß auf den nominalen Handelsbilanzsaldo - wie aus der graphischen
Darstellung ersichtlich - eher als gering zu veranschlagen. (Der reale Handelsbilanzsaldo
freilich verringert sich.) Im Vergleich dazu sind die kurzfristigen Reaktionen des nominalen
Handelsbilanzsaldos erheblich ausgeprägter. Infolge der I %igen Aufwertung erhöht sich der
- 34­
Handelsbilanzsaldo (hier definiert als das Verhältnis von Exportwert zu Importwert)72 im
ersten Quartal um O,4(Yo. In den nächsten drei Quartalen vermindert er sich kumuliert um fast
0,6 Prozentpunkte, so daß sich nach einem Jahr im Ergebnis eine 0,2%ige Verringerung des
Handelsbilanzsaldos
einstellt.
Durch
weitere
Importpreissenkungen
erhöht
sich
der
Handelsbilanzsaldo jedoch wieder, weswegen langfristig ein Gesamteffekt von nur rund -0,1%
verbleibt. Angesichts der Schwankungsmargen der Koeffizienten in Abhängigkeit vom
gewählten Schätzverfahren und den zugrundeliegenden Preisvariablen kann dieses Ergebnis
allerdings schnell ins Gegenteil umschlagen. Ob die deutsche Handelsbilanz langfristig normal
oder anomal reagiel1, läßt sich deshalb nicht mit letzter Sicherheit sagen. Das Ergebnis zeigt
jedoch, daß für die langfristige Entwicklung des nominalen Handelsbilanzsaldos Wechselkurse
wohl eher eine untergeordnete Rolle spielen.
V.2.2 Vorübergehende Aufwertung der D-Mark um 19/ 0 für die Dauer
eines Jahres
Geht man von einer nur vorübergehenden Aufwertung aus, so legen auch diese Simulationser­
gebnisse (siehe Schaubild 5) ähnliche Schlußfolgerungen nahe. Die Exportentwicklung wird
weitestgehend von wechselkursinduzierten Mengenreaktionen bestimmt, indes dominieren auf
der Importseite fast ausschließlich die Preisbewegungen. Auch in diesem Fall demonstriert der
Handelsbilanzsaldo einen (umgekerhten) J-ähnlichen Verlauf. Während kurzfristig die aufwer­
tungsinduzierten Importpreissenkungen die Handelsbilanz aktivieren, führt auf mittlere Sicht
die sinkende Nachfrage aufgrund der nun teuereren deutschen Exportgütem zu einem Defizit
der Handelsbilanz. Nach ungefähr zwei Jahren - ein Jahr nach der Rückbildung der temporären
Aufwertung - erreicht die Handelsbilanz wieder ihren Ausgangszustand.
Die im Vergleich zum vorhergehenden Szenario noch beträchtlicheren kurz- bis mittelfristigen
Ausschläge des Handelsbilanzsaldos resultieren aus der zeitlichen Überlappung von Spazier­
stock und J-Kurveneffekt. Demzufolge gehen ausgeprägte Wechselkursbewegungen mit einer
höheren Volatilität der Exportmengen und Importpreise einher. Insoweit Exportmengen und
Importpreise über die Kapazitätsauslastung und die Preisentwicklung den Geldmengen-Preis­
Zusammenhang beeinflussen, dokumentiert diese Analyse einen möglichen Einfluß der Wech­
selkursvolatilität auf den Transmissionsmechanismus der Geldpolitik.
72 Diese "Umdefinierung" des Handelsbilanzsaldos ermöglicht eine Darstellung in Veränderungsraten. Die
Charakteristik des Verlaufs wird durch diese Definition des Handelsbilanzsaldos nicht verändert.
- 35 ­
Schaubild 5: Simulationsergebnisse unter der Annahme einer vorübergebenden
Aufwertung der D-Mark um 1°;' für die Dauer eines Jahres
0.4 __
VedIIIIenmfI ja %
0 . 2 . , . . - - - . . ; . . . . - - - - - -_ _ _..,
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VI. Zusammenfassung und AusbUek
Die deutsche Handelsbilanz reagiert auf Wechselkursbewegungen weitgehend "klassisch".
Langfristig verfolgen die Importeure und weitestgehend auch die Exporteure eine Politik des
Exchange-Rate-Pass-Througb. Demnach reichen die Importeure Wechselkursschwankungen
vollständig in ihren Verkaufspreisen weiter, mit der Folge entsprechend wechselkursinduzierter
Importpreisveränderungen. Auf der Exportseite fUhrt diese "Überwälzungsstrategie" bei einer
Aufwertung der D-Mark zu einer Verteuerung deutscher Produkte für ausländische Nach­
frager. In heimischer Währung gerechnet bleibt daher der Exportpreis nahezu unverändert. Im
Vergleich zu den Importeuren sind die Exporteure allerdings bereit, auch längerfristig einen
geringen Teil der Wechselkursschwankungen durch Variation ihrer Handelsspannen zu neutra­
lisieren. In kürzerer Frist ist dieses Pricing-To-Market deutlicher sowohl auf der Import- als
- 36­
auch auf der Exportseite zu beobachten. Diese Ergebnisse legen die Schlußfolgerung nahe, daß
langfri~tig
analog der klassischen Vorstellung Preise vornehmlich kostendetenniniert sind und
somit das Gesetz des einheitlichen Preises (lflaw of one price n ) eine gewisse Gültigkeit bean­
spruchen kann. Dagegen ist in kürzerer Frist eine rnehr und minder starke internationale Preis­
differenzierung bei den verschiedenen Außenhandelsgütern festzustellen.
Die Entwicklung der Irnp0l1- und Exportmengen wird vorwiegend durch das Wachstum der
Inlands- und Auslandsmärkte bestimmt. Langfristig ist demnach die maßgebliche Erklärungs­
größe der Trend der internationalen Arbeitsteilung; kurzfristig dokumentieren die gefundenen
Zusammenhänge die Konjunktursensibilität des deutschen Außenhandels. Die preisliche Wett­
bewerbsfahigkeit spielt bei der Erklärung von Export- und Importentwicklung in kürzerer Frist
nur eine untergeordnete Rolle. Eine länger andauernde Verschlechterung der preislichen Wett­
bewerbssituation führt dagegen zu einem Verlust von Weltmarktanteilen. Die Importe sind im
Vergleich zu den Exporten langfristig wechselkursunempfindlicher. Der Grund damr könnte in
der Abhängigkeit Deutschlands von Rohstoffeinfuhren liegen.
Im Ergebnis resultieren wechselkursbedingte Schwankungen der Importwerte aus Verände­
rungen der Importpreise, bei den Exp0l1werten dagegen aus entsprechenden Mengenände­
rungen. Da - analog zur theoretischen Erklärung der l-KUlve - die Importpreisbewegung in
kürzerer Frist die Expomnengenveränderung übertrifft, langfristig sich jedoch dieses Verhält­
nis umkehrt, ist eine wechselkursinduzierte Entwicklung des deutschen Handelsbilanzsaldos
durch eine anfanglich anomale Reaktion gekennzeichnet, die später in eine normale Handels­
bilanzreaktion übergeht. Das Verlaufsprofil der deutschen Handelsbilanz gleicht damit einer
l-Kurve. Dabei legten schon die den Regressionsschätzungen vorangestellten Analysen zu den
Fakturierungsgewohnheiten im deutschen Außenhandel die Schlußfolgerung einer inversen
Primärreaktion der Handelsbilanz auf Wechselkursänderungen nahe.
Darüber hinaus zeigen die Simulationsstudien, daß vorübergehende Wechselkursbewegungen
kurzfristig mit erheblichen Ausschlägen des Handelsbilanzsaldos in bei den Richtungen verbun­
den sind.
Der mögliche Kritikpunkt dieser Untersuchung liegt in ihrem partialanalytischen Charakter. 73
Wechselwirkungen u.a. zwischen dem Preisgefalle bzw. der Inlandskonjunktur und dem nomi­
nalen Außenwert bleiben unberücksichtigt. Da das Ziel der Analyse die Identifizierung eines
möglichen l-KUlvenverlaufs des Handelsbilanzsaldos ist und deshalb die kurzfristigen, wech­
selkursinduzierten Außenhandelsbilanzreaktionen im Vordergrund stehen, ist die Beschränkung
7J
Zur Problematik eines partialanalytischen Ansatzes siehe Tichy (1979).
- 37­
auf einen partialanalytischen Ansatz gerechtfertigt. Zur zusätzlichen Absicherung der Schluß­
folgerungen für die mittlere bis lange Frist wäre es vielleicht angebracht, den partialana­
lytischen Ansatz teilweise aufzuweichen und dementsprechend, z.B. um Bestimmungsglei­
chungen für den WechseUrurs oder den Output-Gap, zu ergänzen.
Weiteren Forschungsaktivitäten bleibt darüber hinaus vorbehalten, einen ähnlichen Schätzan­
satz für die deutsche Dienstleistungsbilanz zu formulieren und zu untersuchen, ob hier ein ver­
gleichbares Reak:tionsmuster vorliegt. Dies könnte einen Beitrag leisten, die kurzfristigen Re­
aktion der Leistungsbilanz auf Wechselkursänderungen besser zu verstehen und zu
prognostizieren.
- 38­
Literaturverzeichnis Annington, P.S. (1969), A Tbeory of Demand for Products Distinguished by Place of
Production, in: IMF Staff Paper, Vol. 16, S. 159 ff.
Athukorala, P. (1991), Exchange Rate Pass-Through: The Case of Korean Exports of
Manufactures, in: Economic Letters, Vol. 35, S. 79 ff.
Athukorala, P., Menon, J. (1994), Pricing to Market Behaviour and Exchange Rate Pass­
Tbrough in Japanese Exports, in: Economic Journal, Vol. 104, S. 271 ff.
Athukorala, P., Menon, J. (1995), Exchange Rates and Strategic Pricing: Tbe Case of Swedish
Machinery Exports, in: Oxford Bulletin of Economics and Statistics, Vol. 57, No. 4,
S. 533 ff.
Backus, D.K., Kehoe, P.J., Kydland, F.E. (1994), Dynamics of the Trade Balance and the
Terms of Trade: Tbe J-Curve?, in: Tbe American Economic Review, Vo184, No. 1,
S. 84 ff.
Baldwin, R. (1990), Some Empirical Evidence on Hystersis in Aggregate V.S. Import Prices,
in: Gerlach, S., Petri P.A., Tbe Economics of the Dollar Cycle, MIT Press Cambridge,
S.235 ff.
Delgado, F.A. (1991), Hysteresis, Menu Costs, and Pricing with Random Exchange Rates, in:
Journal ofMonetary Economics, VoL 28, S. 461 ff.
Demirden, T, Pastine, I. (1995), Flexible exchange rates and the J-curve: An alternative
approach, in: Economics Letters, VoL 48, S. 373 ff.
Deutsche Bundesbank (1988), Bestimmungsfaktoren der deutschen Leistungsbilanzent­
wicklung in den Jahren 1984 bis 1987, Monatsbericht Mai, S. 40 ff.
Deutsche Bundesbank (1989), Aktualisierung der Außenwertberechnung für die D-Mark und
fremde Währungen, Monatsbericht April, S. 44 ff.
Deutsche Bundesbank (1991), Zur Bedeutung der D-Mark als Fakturierungswährung im
Außenhandel, Monatsbericht November, S. 40 ff.
Deutsche Bundesbank (1993), Die Wirtschaftslage in Deutschland im Frühjahr 1993,
Monatsbericht Juni, S. 5 ff.
Deutsche Bundesbank (1995), Das Produktionspotential tn Deutschland und seine
Bestimmungsfaktoren, Monatsbericht August, S. 41 ff.
Deutsche Bundesbank (1996), Zum Stand der außenwirtschaftlichen Anpassung nach der
deutschen Vereinigung, Monatsbericht Mai, S. 49 ff.
- 39­
Dixit, A. (1989), Hysteresis, Import Penetration, and Exchange Rate Pass-Througb, in: The
Quarterly Journal of Economics, Vol. 104, S. 205 ff.
Dohner R.S. (1984), Export Pricing. Flexible Exchange Rates, and Divergence in tbe Prices of
Traded Goods, in: Journal of International Economics, Vol. 16, S. 79 ff.
Döpke, J. und Fischer, M. (1994), Was bestimmt die westdeutschen Exporte?, in: Die
Weltwirtschaft. Heft 1, S. 54 ff.
Dornbusch, R. (1987), Exchange Rates and Prices, in: The American Economic Review,
Vol. 77, No. 1, S. 93 ff.
Engel, C. (1993), Real Exchange Rates and Relative Prices, in: Journal of Monetary
Economics, Vol. 32, S. 35 ff.
Engle, R.F., Granger C.WJ. (1987), Cointegration and Error Correction: Representation,
Estimation and Testing, in: Econometrica, Vol. 55, S. 251 ff.
Faruqee, H. (1995), Pricing to Market and tbe Real Exchange Rate, in: IMF Staff Papers,
Vol. 42, No. 4, S. 855 ff.
Feenstra, R.C., Gagnon lE., Knetter, M.M. (1996), Market Share and Exchange Rate Pass­
Through, in: Journal ofInternational Economics, Vol. 40, S. 187 t1
Feldman, R.A. (1995), External Competitiven~ in: Corker, R., Feldman, R.A., Habermeier,
K., Vittas, H., van der Willigen, T., United Gennany: The First Five Years, IMF
Occasional Paper No. 125.
Felmingbarn. B.S. (1988), Where is tbe Australian J-Curve, in: Bulletin of Economic Research,
Vol. 40, S. 43 ff.
Fischer, M. (1995), Was bestimmt die westdeutschen Importe?, in: Die Weltwirtschaft, Heft 4,
S. 431 ff.
Fisher, E. (1989), A Model of Exchange Rate Pass-Througb, in: Journal of International
Economics, Vol. 26, S. 119 ff.
Froot, K.A., Rogoff, K. (1995), Perspectives on PPP and Long-Run Real Exchange Rates, in:
Grossman, G., Rogoff, K., Handbook ofIntemational Economics, Vol. III.
Fuhrmann, W. (1989), Außenwirtschaftliche Persistenzen und Wechselkurselastizitäten, in:
Zeitschrift für Wirtschafts- und Sozialwissenschaften, Vol. 109, S. 585 ff.
Gandolfo, G. (1987), International Economics, Berlin.
Gerdesmeier, D. (1996), Die Rolle des Vennögens in der Geldnachfrage, Diskussionspapier
5196, Volkswirtschaftliche Forschungsgruppe .der Deutschen Bundesbank.
- 40­
Giovannini, A. (1988), Exchange Rates and Iraded Goods Prices, in: Journal of International
Economics, Vol. 24, S. 45 ff.
Goldstein, M., Khan, M.S. (1985), Income and Price Effects in Foreign Irade, in: Jones, RW.,
Kenen, P.B., Handbook of International Economics, Volume I1, North-Holland,
Amsterdam, S. 1041 ff.
Gregory, RG. (1971), United States Imports and Internal Pressure of Demand: 1948-68, in:
Tbe American Economic Review, Vol. 61, S. 28 ff.
Hammersland, R. (1996), Tbe Structure of Exports, in: Arbeitsnotat, No. 1.
Hansen, G., Kim, J.-R. (1996), Tbe Reliability of the Johansen-Procedure - Some Monte­
Carlo-Results, Arbeiten aus dem Institut für Statistik und Ökonometrie der Christian­
Albrecht-Universität zu Kiel, Nr. 9111996.
Helkie, W.L. and Hooper, P. (1987), Tbe U.S. External Deficit in the 1980s, in: Brookings
Discussion Papers in International Economics No. 56.
Heuß, E. (1966), Die oligopolistische Verhaltensweise als evolutorischer Prozeß, in:
Jahrbücher für Nationalökonomie und Statistik, Bd. 179, S. 452 ff.
HoHy, S., Wade, K. (1991), UK Exports of Manufactures: Tbe Role of Supply Side Factors,
in: Scottish Journal of Political Economy, Vol. 38, No. 1, S. 1 ff.
Jarchow, H.-J., Rühmann,P. (1991), Monetäre Außenwirtschaft, Band I, Göttingen 3. Auflage.
Kasa, K. (1992), Adjustment costs and pricing-to-market, in: Journal of International
Economics, Vol. 32, S. 1 ff.
Kim, J.-R (1994), Analyse kointegrierter Modelle, Frankfurt
Knetter, M.M. (1993), International Comparison of Pricing-to-Market Behaviour, in: Tbe
American Economic Review, Vol. 83, No. 3, S. 473 ff.
Koch. P.D., Rosensweig, J.A. (1990), Tbe Dynamic Relationship Between the Dollar and
Components of U.S. Irade, in: Journal of Business and Economic Statistics, Vol. 8,
No. 3, S. 355 ff.
Krämer, J.W. ( 1995), Schätzung von Geldnachfragefunktionen - zinsgewichtete versus
gewöhnliche Geldmengen, Kieler Arbeitspapier Nr. 673, Institut für Weltwirtschaft an
der Universität Kiel.
Kremers, J.J.M., Ericsson, N.R., Dolado, J.J: (1992), Tbe Power of Cointegration Iests, in:
Oxford Bulletin ofEconomics and Statistics, Vol. 54, S. 325 ff.
Krugman, P.R (1986), Pricing to Market When the Exchange Rate Changes, in: NBER
Working Paper No. 1926.
- 41 ­
Krugman, P.R. (1989), Exchange-Rate Instability, MIT Press.
Lapp, S., Scheide, J., Solveen, R. (1995), Detenninants of Exports in the G7-Countries, in:
Kiel Working Papers No. 707.
MacKinnon, J.G. (1991), Critical Values for Cointegration Tests, in: Engle, R.F., Granger,
C.WJ., Long-Run Economic Relationships, Oxford.
Magee, St.P. (1973), Currency Contracts, Pass-Through and Devaluation, in: Brookings
Papers on Economic Activity, S. 303 ff.
Mann, c.L. (1986), Prices, Profit Margins, and Exchange Rates, in: Federal Reserve Bulletin,
S. 366 ff.
Marston, R.C. (1990), Pricing to Market in Japanese Manufacturing, in: Journal of
International Economics, Vol. 29, S. 217 ff.
Meade, E.E. (1988), Exchange Rates, Adjustment, and the J-Curve, in: Federal Reserve
Bulletin, Vol. 74, S. 633 ff.
Meade, E.E. (1989), U.S. external adjustment in response to the lower dollar: the J-curve, in:
Money Affairs, Vol. 2. S. 1 ff.
Meckl, 1. (1996), Market Power of Finns and Exchange-Rate Fuctuations, in: Journal of
Economics, Vol. 63, No. I, S. 57 ff.
Menon, J. (1995), Exchange Rate Pass-Through, in: Journal of Economic Surveys, Vol. 9,
No. 2, S. 197 ff.
Menon, J. (1996), The Degree and Determinants of Exchange Rate Pass-Through: Market
Structure, Non-Tariff Barriers and Multinational Corporations, in: Tbe Economic
Journal, Vol. 106, S. 434 ff.
Moffett, H.M. (1989), The J-Curve revisited: An Empirical Examination for the Uni ted States,
in: Journal ofInternational Money and Finance, Vol. 8, S. 425 ff.
Orcutt, G. (1950), Measurement of price elasticities in international trade, in: Review of
Economics and Statistics, Vol. 32, No. 2, S. 117 ff.
Rose, A.K. (1991), The role of exchange rates in a popular model of international trade - Does
the 'Marshall-Lerner' condition hold?, in: Journal of International Economics, Vol. 30,
S. 301 ff.
Rose, A.K., Yellen, J.L. (1989), Is there a J-curve?, in: Journal of Monetaly Economics,
Vol. 24, S. 53 ff.
Rose, K. (1986), Theorie der Außenwirtschaft, 8. Auflage, MÜDchen.
Rose, K., Sauernheimer, K. (1992), Theorie der Außenwirtschaft, 11. Auflage, München.
- 42­
Sandelmann, G. (1975), Die Zahlungsbilanz der Bundesrepublik Deutschland, Meisenheim am
Glan.
Schäfer, W. (1985), Anmerkungen zur J-KUlve, in: Kredit und Kapital, 18. Jg., S. 490 ff.
Scharnagi, M. (1996), Geldmengenaggregate unter Berucksichtigung strukureller Verände­
rungen an den Finanzmärkten, Diskussionspapier 2/96, Volkswirtschaftliche Forschungs­
gruppe der Deutschen Bundesbank.
Scharrer, H.-E., Langer, C. (1988), Wechselkursverschiebungen und Unternehmens­
reaktionen, in: Wirtschaftsdienst, Jg. 68, S. 470 ff.
Schleiper, U. (1984), Die sektoralen ImpOlie und Exporte der Bundesrepublik Deutschland,
FrankfUliIMain.
Smeets, H.-D. (1985), Import Prices, Export PIices, and the J-Curve, in: Jahrbuch für
Sozialwissenschaften, Vol. 36, S. 174 ff.
Sommer, U. (1980), Die J-Kurve, in: Wirtschaftwissenschaftliches Studium, Heft 11,
November, S. 534 ff.
Stock J.H. (1987), Asymptotic Propcrties of Least Square Estimators of Cointegrating
Vectors, in: Econometrica, Vol. 55, S. 1035 ff.
Tichy, G. (1979), Die Folgen von Wechselkursänderungen - Was haben wir gelernt?, in:
Clement, W., Socher, K., Empirische Wirtschaftsforschung und monetäre Ökonomik,
Festschrift für Stephan Koren zum 60. Geburtstag, S. 242 ff.
Vesala, J (1992), Incomplete Exchange Rate Pass-Through and Hysteresis in Trade, in: Bank
ofFinland Discussion Paper No. 29.
West, K.D. (1988), Asymptotic Normality, When Regressors Have A Unit Root, in:
Econometrica, Vol. 56, S. 1397 ff.
Willmann, G. (1994), A Cointegration Analysis of German Exports - Are there Signs of
Hysteresis, in: Institute for Statistics and Econometrics, Kiel, Working Paper
No. 76/1994.
Willms, M. (1995), Internationale Währungspolitik, 2. Auflage, München.
Wood, G.A. (1991), Valuation Effects, Currency Contract Impacts and the J-Curve: Empirical
Estimates, in: Australian Economic Papers, S. 148 ff.
- 43­
Bisher erschienen in der vorliegenden Schriftenreihe: Mai
1995 Der DM-Umlauf im Ausland
Franz Seitz
Juni
1995 Methodik und Technik der Bestim­
mung struktureller Budgetdefizite
Gerhard Ziebarth
Der Informationsgehalt von Derivaten
für die Geldpolitik - Implizite Volatili­
täten und Wahrscheinlichkeiten
Holger Neubaus
Juli
1995 August 1995 Februar 1996 März
März
Mai
Mai
1996 1996 1996 1996 August 1996 Das Produktionspotential
in Ostdeutschland
Thomas Westermann
Sectoral disaggregation
of German M3 .)
Vicky Read
Geldmengenaggregate unter Berück­
sichtigung struktureller Veränderungen
an den Finanzmärkten
Michael Scharnagl
Der Einfluß der Zinsen auf den
privaten Verbrauch in Deutschland
Hermann-]osefHansen
Market Reac1ion to Changes
in German Official Interest Rates .)
Daniel C. Hardy
Die Rolle des Vennögens
in der Geldnachfrage
Dieter Gerdesmeier
Der Einfluß des Wechselkurses
aufdie deutsche Handelsbilanz
]örg Clostermann
* Nur in englischer Sprache yerlbgbar.
-44­
- - _.........._ - - ­